Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro tài chính tại các công ty phi tài chính ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM

VÕ THỊ MỸ XUYÊN

CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN

QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI

RO TÀI CHÍNH TẠI CÁC CÔNG TY

PHI TÀI CHÍNH Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Tp Hồ Chí Minh, Năm 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM

VÕ THỊ MỸ XUYÊN

CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH

PHÒNG NGỪA RỦI RO TÀI CHÍNH TẠI CÁC

CÔNG TY PHI TÀI CHÍNH Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài Chính Ngân Hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

GS.TS. TRẦN NGỌC THƠ

Tp Hồ Chí Minh, Năm 2014

CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM

Độc lập - Tự do - Hạnh phúc

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sĩ kinh tế “ Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết

định phòng ngừa rủi ro tài chính tại các công ty phi tài chính ở Việt Nam” là công

trình nghiên cứu của riêng tôi.

Các kết quả nghiên cứu trong Luận văn là trung thực và chưa từng được công

bố trong bất kỳ công trình nào khác.

Học viên

Võ Thị Mỹ Xuyên

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

PHẦN MỞ ĐẦU ........................................................................................................ 1

1. Lý do chọn đề tài ............................................................................................. 1

2. Mục tiêu nghiên cứu ....................................................................................... 3

3. Đối tượng phạm vi nghiên cứu....................................................................... 4

3.1 Đối tượng nghiên cứu ................................................................................. 4

3.2 Phạm vi nghiên cứu .................................................................................... 4

CHƯƠNG I: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT ............................................................ 5

1.1 Lý thuyết về quản lý rủi ro làm tối đa hóa giá trị công ty thông qua tác

động làm giảm chi phí kiệt quệ tài chính. ............................................................ 5

1.2 Lý thuyết về quản lý rủi ro có thể làm tăng giá trị công ty thông qua

tác động làm giảm thuế ......................................................................................... 6

1.3 Lý thuyết về quản lý rủi ro có thể làm tăng giá trị công ty thông việc

tạo điều kiện cho các dự án đầu tư tự chọn ......................................................... 7

1.4 Lý thuyết về quản lý rủi ro làm tối đa hóa lợi ích nhà quản lý ............... 7

1.5 Lý thuyết về thực hiện quản trị rủi ro liên quan đến quy mô công ty.... 8

CHƯƠNG II: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU .......................... 9

2.1 Dữ liệu nghiên cứu ....................................................................................... 9

2.1.1 Phương pháp và thu thập dữ liệu ........................................................... 9

2.1.2 Giả thuyết nghiên cứu .......................................................................... 10

2.1.3 Biến nghiên cứu .................................................................................... 12

2.2 Kỹ thuật phân tích số liệu ......................................................................... 17

2.2.1

Thống kê mô tả ...................................................................................... 18

2.2.2 Kiểm định t-test ..................................................................................... 25

2.2.3 Hồi quy logit ......................................................................................... 25

2.2.3.1 Kiểm định sự tự tương quan .............................................................. 25

2.2.3.2 Mô hình hồi quy logit ........................................................................ 28

CHƯƠNG III: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM ....................................................... 31

3.1 Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro

trong năm tài chính 2011 .................................................................................... 31

3.1.1 Kiểm định đơn biến ............................................................................... 31

3.1.2 Kiểm định đa biến ................................................................................. 38

3.2 Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro

trong năm tài chính 2012 .................................................................................... 43

3.2.1 Kiểm định đơn biến ............................................................................... 43

3.2.2 Kiểm định đa biến ................................................................................. 49

3.3 Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro

trong năm tài chính 2013 .................................................................................... 53

3.3.1 Kiểm định đơn biến ............................................................................... 53

3.3.2 Kiểm định đa biến ................................................................................. 59

CHƯƠNG IV: KẾT LUẬN .................................................................................... 68

TÀI LIỆU THAM KHẢO

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT

KÝ HIỆU

STT

TÊN BIẾN

BIẾN

Tổng tài sản

Tổng doanh thu

Tỷ lệ nợ/Tổng tài sản

LDA

Tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản

LDE

Tỷ lệ nợ dài hạn/vốn chủ sở hữu

ICR

Tỷ lệ EBIT/Tổng chi phí lãi vay

SOI

Tỷ lệ % cổ phiếu công ty thuộc sở hữu nhà đầu tư tổ chức

CEA

Tỷ lệ tiền và tương đương tiền/Tổng tài sản

Tỷ lệ chi phí đầu tư/Tổng tài sản

IEA

Tỷ lệ chi phí đầu tư/Tổng doanh thu

IES

Biến nhị phân bằng 1 nếu công ty được giảm thuế do kết

chuyển lổ từ các năm trước mang sang năm kiểm định và

bằng 0 nếu công ty không có giảm thuế do kết chuyển lổ

từ các năm trước mang sang năm kiểm định

SEM

Vốn chủ sở hữu công ty thuộc sở hữu của nhà quản lý

SOM

Tỷ lệ % cổ phiếu công ty thuộc sở hữu nhà quản lý

DIV

Tỷ lệ chi trả cổ tức

Tỷ lệ (Tài sản ngắn hạn-hàng tồn kho)/nợ ngắn hạn

Tỷ lệ tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Danh mục

Trang

Bảng 2.1: Tóm tắt các giả thuyết nghiên cứu

Bảng 2.2: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2011 (1)

Bảng 2.3: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2011 (2)

Bảng 2.4: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2012 (1)

Bảng 2.5: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2012 (2)

Bảng 2.6: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2013 (1)

Bảng 2.7: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2013 (2)

Bảng 2.8 : Hệ số tương quan của các biến được đưa vào mô hình (1)

Bảng 2.9 : Hệ số tương quan của các biến được đưa vào mô hình (2)

Bảng 3.1: T-test của biến độc TA năm 2011

Bảng 3.2 : T-test của biến độc TS năm 2011

Bảng 3.3 : T-test của biến độc LDA năm 2011

Bảng 3.4 : T-test của biến độc LDE năm 2011

Bảng 3.5 : T-test của biến độc SEM năm 2011

Bảng 3.6 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập TA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Bảng 3.7 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập TS, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Bảng 3.8 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập LDA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Bảng 3.9 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập LDE, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Bảng 3.10 : T-test của biến độc TA năm 2012

Bảng 3.11 : T-test của biến độc TS năm 2012

Bảng 3.12 : T-test của biến độc LDA năm 2012

Bảng 3.13 : T-test của biến độc T năm 2012

Bảng 3.14: T-test của biến độc SEM năm 2012

Bảng 3.15 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập TA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012

Bảng 3.16 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập TS, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012

Bảng 3.17 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập LDA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012

Bảng 3.18: T-test của biến độc lập TA năm 2013

Bảng 3.19: T-test của biến độc lập TS năm 2013

Bảng 3.20: T-test của biến độc DIV năm 2013

Bảng 3.21: Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc

lập TS, SOI, IEA, T, SOM, DIV năm 2013

Bảng 3.22: Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IEA, T,

SOM, DIV năm 2013

Bảng 3.23: Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IES, T,

SOM, DIV năm 2013

Bảng 3.24: Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TS, SOI, IEA, T,

SOM, QR năm 2013

PHẦN MỞ ĐẦU

Bài nghiên cứu trình bày kết quả thực nghiệm về các yếu tố tác động đến các quyết

định về phòng ngừa rủi ro tài chính của các công ty phi tài chính ở Việt Nam từ năm

2011 đến 2013. Bài nghiên cứu đã cho thấy rằng lý do cơ bản thực hiện nghiệp vụ

phòng ngừa rủi ro có rất ít khả năng dự đoán trong việc giải thích các quyết định quản

lý rủi ro trong các công ty Việt Nam. Các bằng chứng dựa trên cả kiểm định đơn biến

(kiểm định t-test) và kiểm định đa biến (hồi quy logit) giữa quyết định phòng ngừa rủi

ro trong các công ty phi tài chính ở Việt Nam với chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại

diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế, bất cân xứng thông tin, lợi ích của nhà quản

lý và các chính sách tài chính thay thế cho phòng ngừa rủi ro đã không ủng hộ cho các

giả thuyết được kiểm định ngọai trừ biến đại diện cho quy mô công ty là tổng doanh

thu, tổng tài sản. Tuy nhiên, bên cạnh hai biến này, biến đại diện cho đòn bẩy tài chính

và tỷ lệ chi trả cổ tức vẫn có ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro nhưng không

bền vững và thay đổi trong khoảng thời gian nghiên cứu. Nghiên cứu này khác với các

nghiên cứu trước đây bằng cách áp dụng một định nghĩa toàn diện hơn về phòng ngừa

rủi ro, những phân tích trong nghiên cứu cho thấy phần lớn trong thực tế biến phòng

ngừa rủi ro được sử dụng bao gồm cả phòng ngừa rủi ro phái sinh và phòng ngừa rủi ro

phi phái sinh.

Bài nghiên cứu được chia thành 4 phần. Phần 1 tổng quan các lý thuyết nghiên

cứu về phòng ngừa rủi ro công ty. Phần 2 trình bày phương pháp nghiên cứu và thu

thập dữ liệu. Phần 3 cung cấp bằng chứng về mối tương quan đến quyết định phòng

ngừa rủi ro bằng kiểm định t-test và hồi quy logit. Phần 4 kết luận bài nghiên cứu.

1. Lý do chọn đề tài

Quản trị rủi ro là xác định mức độ rủi ro mà một công ty mong muốn và nhận diện

được các rủi ro mà công ty đang gánh chịu để sử dụng các công cụ phái sinh hoặc các

công cụ tài chính khác nhằm điều chỉnh mức độ rủi ro thực sự theo mức rủi ro mong

muốn. Mục tiêu duy trì sự cân bằng tài chính để hạn chế sự mất mát thiệt hại cho doanh

nghiệp.

Phân tích vấn đề quản lý rủi ro tài chính của công ty là rủi ro phát sinh từ độ nhạy

cảm của các nhân tố giá cả thị trường như lãi suất, tỷ giá và giá cả hàng hóa. Rủi ro đối

với một công ty xuất phát từ biến động giá cả, lãi suất, tỷ giá ảnh hưởng trực tiếp hoặc

gián tiếp đến giá trị của một công ty. Cho dù đó là một công ty đa quốc gia với rủi ro tỷ

giá hối đoái, công ty vận tải với rủi ro giá nhiên liệu, hay công ty có đòn bẩy tài chính

cao với rủi ro lãi suất, cách thức và mức độ quản lý các rủi ro này hiện nay thường

đóng một vai trò quan trọng trong sự thành công hay sự thất bại của một công ty. Do

đó, mọi người cho rằng quản lý rủi ro tài chính là một trong những chức năng quan

trọng nhất của công ty vì nó góp phần vào việc thực hiện mục tiêu chính là tối đa hóa

sự giàu có của cổ đông và sự phát triển của công ty.

Vai trò của quản trị rủi ro là thế, nhưng yếu tố nào tác động đến quyết định quản trị

rủi ro của các công ty Việt Nam và mức độ tác động như thế nào vẫn là một vấn đề bỏ

ngỏ.

Theo nghiên cứu của Amrit Judge (2006) tác giả đã sử dụng dữ liệu báo cáo hàng

năm của 400 công ty Anh và thông qua cuộc khảo sát, tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ

về sự liên kết giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và chi phí dự kiến của kiệt quệ tài

chính. Bằng chứng của tác giả cho thấy rằng các công ty lớn, các công ty có nhiều tiền

mặt, các công ty với một xác suất kiệt quệ tài chính lớn hơn, các công ty có kim ngạch

xuất khẩu hoặc nhập khẩu và các công ty có nợ ngắn hạn nhiều thì có nhiều khả năng

thực hiện phòng ngừa rủi ro bằng các công cụ phái sinh.

Theo nghiên cứu của Danijela Milos Sprcic và Zeljko Sevic (2012) về các công ty

phi tài chính lớn ở Croatia và Slovenia. Tác giả phát hiện các lý do cơ bản phòng ngừa

rủi ro ít có khả năng dự đoán trong việc giải thích quyết định phòng ngừa rủi ro ở cả

các công ty tại Croatia và Slovenia. Bằng chứng ở Croatia đã không ủng hộ cho các giả

thuyết được kiểm định về tác động của các biến đại diện cho chi phí kiệt quệ tài chính,

chi phí đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế, bất cân xứng thông tin, lợi ích

của nhà quản lý và các yếu tố thay thế cho phòng ngừa rủi ro đến quyết định phòng

ngừa rủi ro, ngoại trừ biến nguồn tài trợ từ bên ngoài được đo bằng tỷ lệ giữa chi phí

đầu tư trên tổng tài sản. Bằng chứng ở Slovenia đã chỉ ra rằng không có biến giải thích

nào có ý nghĩa thống kê cho quyết định phòng ngừa rủi ro.

Như chúng ta thấy, các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro không

giống nhau ở từng quốc gia, có yếu tố có ý nghĩa ở quốc gia này, nhưng ở quốc gia

khác thì nó lại không có ý nghĩa. Cho đến nay ở Việt Nam, chưa có bài nghiên cứu

chính thức nào về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro của các công

ty, chính vì vậy đến với bài nghiên cứu “Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng

ngừa rủi ro tài chính tại các công ty phi tài chính ở Việt Nam” tôi nghiên cứu để tìm

hiểu các lý do cơ bản để phòng ngừa rủi ro như: chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại

diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế, bất cân xứng thông tin, lợi ích của nhà quản

lý và các yếu tố thay thế cho phòng ngừa rủi ro, có khả năng giải thích cho quyết định

phòng ngừa rủi ro ở Việt Nam hay không, mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố đến

quyết định phòng ngừa rủi ro, và đưa ra bằng chứng thực nghiệm mới về lý do thực

hiện phòng ngừa rủi ro bằng cách khám phá các hoạt động quản lý rủi ro của các công

ty phi tài chính tại Việt Nam.

2. Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu nghiên cứu của tôi là nghiên cứu về các lý do cơ bản quyết định phòng

ngừa rủi ro như: chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên

ngoài, thuế, lợi ích của nhà quản lý và các yếu tố thay thế cho phòng ngừa rủi ro, có

khả năng dự đoán trong việc giải thích quyết định quản lý rủi ro của các công ty phi tài

chính tại Việt Nam hay không?

Có phải các công ty Việt Nam thực hiện phòng ngừa rủi ro để làm tăng giá trị công

ty bằng cách làm giảm sự biến động của dòng tiền, từ đó giảm chi phí kiệt quệ tài

chính, chi phí đại diện nợ, thuế dự kiến và bất hoàn hảo thị trường vốn?

Các nhà quản lý công ty có thực hiện phòng ngừa rủi ro để tối đa hóa lợi ích của

chính mình hay không?

Các công ty có sử dụng chính sách tài chính nào khác để thay thế phòng ngừa rủi ro

hay không? Và các chính sách đó tác động như thế nào đến quyết định phòng ngừa rủi

ro trong công ty Việt Nam?

3. Đối tượng phạm vi nghiên cứu

3.1 Đối tượng nghiên cứu

Đối tượng của bài nghiên cứu này là kiểm tra tác động của các lý do cơ bản để

quyết định phòng ngừa rủi ro như: chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ,

chi phí tài trợ bên ngoài, thuế, lợi ích của nhà quản lý và các yếu tố thay thế cho phòng

ngừa rủi ro, đến quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty phi tài chính niêm yết

trên thị trường chứng khoán Việt Nam thông qua các biến đại diện và dựa trên cở sở

bằng chứng thực nghiệm.

3.2 Phạm vi nghiên cứu

Nghiên cứu các công ty phi tài chính tại Việt Nam niêm yết trên 2 sàn chứng khoán

Hà Nội và Hồ Chí Minh.

Nguồn dữ liệu dùng để thực hiện luận văn được thu thập từ báo cáo tài chính cho 3

năm tài chính 2011- 2013.

CHƯƠNG I: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT

1.1 Lý thuyết về quản lý rủi ro làm tối đa hóa giá trị công ty thông qua tác

động làm giảm chi phí kiệt quệ tài chính.

Lý thuyết đầu tiên cho thấy rằng quản trị rủi ro làm giảm sự biến động của dòng

tiền các doanh nghiệp có thể giảm chi phí kiệt quệ tài chính (Mayers and Smith, 1982;

Myers, 1984; Stulz, 1984, Smith & Stulz, 1985, Shapiro and Titman, 1998), nếu kiệt

quệ tài chính là tốn kém các doanh nghiệp có động lực để làm giảm xác suất của nó và

phòng ngừa rủi ro là một trong những phương pháp mà một công ty có thể làm giảm

xác suất mà công ty phải đối mặt với khả năng kiệt quệ tài chính và làm giảm các chi

phí kèm theo như là chi phí phá sản trực tiếp và gián tiếp, mức độ mà quản trị rủi ro có

thể làm giảm các chi phí này phụ thuộc vào xác suất của việc phải đối mặt với kiệt quệ

tài chính nếu công ty không phòng ngừa rủi ro và chi phí khi kiệt quệ tài chính xảy ra,

công ty càng nhận được nhiều lợi ích từ việc phòng ngừa rủi ro khi xác suất kiệt quệ tài

chính hoặc chi phí do nó gây ra càng lớn. Bằng cách giảm sự biến động của dòng tiền

trong công ty việc phòng ngừa rủi ro sẽ làm giảm xác suất và giảm chi phí dự kiến của

kiệt quệ tài chính.

Ngoài ra Smith và Stulz (1985) đã lập luận rằng việc giảm chi phí kiệt quệ tài

chính làm tăng giá trị công ty làm tăng giá trị cổ đông và đồng thời nâng cao khả năng

gánh chịu nợ. Quản lý rủi ro của công ty làm giảm chi phí kiệt quệ tài chính dẫn đến tỷ

lệ nợ tối ưu cao hơn và tấm chắn thuế cao hơn của vốn vay bổ sung, do đó làm tăng

thêm giá trị của công ty. Lý thuyết này đã được thực nghiệm chứng minh bởi các tác

giả Campbell và Kracaw (1987), Bessembinder (1991), Dolde (1995), Mian (1996) và

Haushalter (2000).

Lý do thứ hai của phòng ngừa rủi ro cho thấy rằng, bằng cách giảm sự biến động

của dòng tiền các doanh nghiệp có thể giảm chi phí đại diện (Jensen và Meckling,

1976). Theo Dobson và Soenen (1993) có ba lý do chính dựa trên chi phí đại diện để

giải thích tại sao nhà quản lý nên phòng ngừa rủi ro cho công ty. Đầu tiên phòng ngừa

rủi ro làm giảm sự không chắc chắn bằng cách ổn định dòng tiền do đó làm giảm chi

phí nợ của công ty. Vì chi phí đại diện phát sinh do quản lý giả sử sự bất cân xứng

thông tin giữa quản lý và trái chủ thì việc phòng ngừa rủi ro sẽ làm tăng giá trị công ty.

Vì vậy việc quản lý là phải đưa ra lựa chọn hợp lý để phòng ngừa rủi ro. Thứ hai do sự

tồn tại của nợ vay, dòng tiền được làm ổn định để phòng ngừa rủi ro hối đoái sẽ có xu

hướng giảm rủi ro cũng như vấn đề về thiếu cơ hội đầu tư (Jensen và Smith, 1985).

Cuối cùng phòng ngừa rủi ro làm giảm xác suất của kiệt quệ tài chính và do đó làm

tăng thời gian hợp đồng của các cổ đông. Bằng việc gia tăng danh tiếng cho công ty

phòng ngừa rủi ro đóng góp trực tiếp vào việc cải thiện các vấn đề đạo đức của người

đại diện. Kết quả MacMinn (1987), MacMinn và Han (1990), Bessembinder (1991),

Minton và Schrand (1999) và Haushalter et al. (2002) cũng ủng hộ cho lý do này.

1.2 Lý thuyết về quản lý rủi ro có thể làm tăng giá trị công ty thông qua tác

động làm giảm thuế

Một lý thuyết khác tập trung vào quản lý rủi ro là một phương pháp để tối đa hóa

giá trị công ty cho rằng bằng cách giảm sự biến động của dòng tiền các công ty có thể

giảm thuế dự kiến. Lý do này được đưa ra bởi Smith và Stulz (1985) tác giả đã lập luận

rằng cấu trúc của thuế có thể mang lại lợi ích cho công ty với vị thế thuế trong tương

lai hoặc lựa chọn thị trường. Nếu một công ty phải đối mặt với một hàm thuế lồi thì giá

trị sau thuế của công ty là một hàm lõm của giá trị trước thuế. Nếu phòng ngừa rủi ro

làm giảm sự thay đổi của giá trị công ty trước thuế và nghĩa vụ nộp thuế dự kiến giảm

và giá trị sau thuế dự kiến của công ty được tăng lên miễn là chi phí của các việc phòng

ngừa không phải là quá lớn. Bằng cách giảm hiệu quả thuế suất trung bình dài hạn các

hành động đó làm giảm sự biến động của các báo cáo lợi nhuận và sẽ nâng cao giá trị

cổ đông. Nếu hàm thuế hiệu quả càng lồi thì mức thuế dự kiến giảm càng nhiều. Lý

thuyết này được ủng hộ bởi Froot et al. (1993), Nance et al. (1993), Mian (1996) và

Graham và Smith (1996).

1.3 Lý thuyết về quản lý rủi ro có thể làm tăng giá trị công ty thông việc tạo

điều kiện cho các dự án đầu tư tự chọn

Ngoài ra phòng ngừa rủi ro làm giảm biến động của dòng tiền có thể cải thiện khả

năng đầy đủ của nguồn vốn nội bộ cho kế hoạch đầu tư mà không phải đánh giá cắt

giảm các dự án có lợi nhuận hoặc chi phí giao dịch do huy động nguồn tài trợ bên

ngoài. Giả thuyết chính là nếu xem tình hình nguồn tài trợ bên ngoài là tốn kém các

công ty có dự án đầu tư đòi hỏi vốn sẽ tự dự phòng dòng tiền của họ để tránh tình trạng

thiếu hụt vốn và có thể phát sinh chi phí để tiếp cận các thị trường vốn. Một thực

nghiệm thú vị dựa trên cơ sở này là các công ty có cơ hội tăng trưởng đáng kể và phải

đối mặt với chi phí cao khi huy động vốn dưới áp lực của kiệt quệ tài chính sẽ có động

cơ để dự phòng rủi ro nhiều hơn so với doanh nghiệp trung bình. Lý do này đã được

khám phá bởi Smith và Stulz (1985), Lessard (1991), Shapiro và Titman (1998), Hoshi

et al. (1991), Froot etal. (1993), Getzyet al. (1997), Gay và Nam (1998), Minton và

Schrand (1999), Haushalter (2000), Mello và Parsons (2000), Allayannis và Ofek

(2001) và Haushalter et al.(2002).

1.4 Lý thuyết về quản lý rủi ro làm tối đa hóa lợi ích nhà quản lý

Các trường phái khác với sự ưa thích giả thuyết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý hơn.

Họ đã lập luận rằng các nhà quản lý công ty có khả năng đa dạng hóa giá trị tài sản của

họ kết hợp với nắm giữ cổ phiếu và vốn hóa các khoản thu nhập gắn liền với vị trí việc

làm của mình. Do đó nhà quản lý sẽ có động cơ để tự phòng ngừa rủi ro tài sản riêng

của họ trên chi phí của các cổ đông. Thường là loại dự phòng rủi ro không được thực

hiện để nâng cao giá trị của các cổ đông của công ty nhưng lại củng cố tài sản thuộc sở

hữu của nhà quản lý. Để tránh vấn đề này, hợp đồng lợi ích được ký kết với các nhà

quản lý phải được thiết kế gắn liền với lợi ích của nhà quản lý phát sinh do nhà quản lý

làm tăng giá trị của công ty họ. Lý do này lần đầu tiên được đề xuất bởi Stulz (1984) và

đã được phát triển hơn nữa bởi Smith và Stulz (1985). Kết quả nghiên cứu thực nghiệm

của Tufano (1996), Gay và Nam (1998) đã chứng minh cho giả thuyết này. Tuy nhiên

theo nghiên cứu của Getzy etal. (1997) và Haushalter (2000) đã không tìm thấy bằng

chứng cho thấy phòng ngừa rủi ro của công ty bị ảnh hưởng bởi cổ phần của nhà quản

lý.

Một lý thuyết khác của phòng ngừa rủi ro dựa được đưa ra bởi Breeden và

Viswanathan (1996), DeMarzo và Duffie (1995), các tác giả này tập trung vào danh

tiếng của nhà quản lý. Trong cả hai mô hình lập luận rằng các nhà quản lý có thể thích

tham gia vào các hoạt động quản trị rủi ro để trao dồi tốt hơn kỹ năng của họ trên thị

trường lao động và lập luận rằng giám đốc điều hành trẻ tuổi, những người có nhiệm

kỳ ngắn hơn có danh tiếng ít hơn so với những nhà quản lý lớn tuổi và có nhiệm kỳ

quản lý dài hơn, vì vậy họ sẵn sàng nắm lấy các khái niệm mới như quản trị rủi ro với

mục đích thể hiện khả năng quản lý của mình.

1.5 Lý thuyết về thực hiện quản trị rủi ro liên quan đến quy mô công ty

Công ty có quy mô lớn hơn có khả năng thực hiện phòng ngừa rủi ro nhiều hơn, kết

quả nghiên cứu thực nghiệm cũng đã chứng minh rằng lợi ích của chương trình quản trị

rủi ro phụ thuộc vào quy mô của công ty. Nance et al. (1993), Dolde (1995), Mian

(1996), Getzy et al. (1997) và Haushalter (2000) đã lập luận rằng các công ty lớn có

nhiều khả năng phòng ngừa rủi ro. Một trong những yếu tố quan trọng trong các lý do

quản trị rủi ro của công ty là gắn liền với chi phí của việc nối kết các hoạt động quản trị

rủi ro. Chi phí phòng ngừa rủi ro bao gồm các chi phí giao dịch trực tiếp cũng như các

chi phí đại diện để đảm bảo rằng các nhà quản lý giao dịch phù hợp. Các chi phí đại

diện có nhiều hoạt động bao gồm các chi phí của hệ thống kiểm soát nội bộ cho các

chương trình phòng ngừa rủi ro. Những chi phí này liên quan với các cơ hội để đầu cơ

mà thị trường phái sinh cho phép. Thật vậy đối với nhiều doanh nghiệp đặc biệt là các

công ty nhỏ, lợi ích biên của một chương trình phòng ngừa rủi ro có thể vượt quá chi

phí biên. Các công ty này phải chi trả một chi phí khá lớn để thiết lập và điều hành một

chương trình quản trị rủi ro của công ty. Vì vậy nhiều công ty không thực hiện hoạt

động phòng ngừa rủi ro khi hoạt động này không mang lại giá trị kinh tế cho công ty.

CHƯƠNG II: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU

2.1 Dữ liệu nghiên cứu

2.1.1

Phương pháp và thu thập dữ liệu

Bài nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên 510 công ty phi tài chính ở Việt

Nam, mẫu được xây dựng từ danh sách tất cả các công ty niêm yết trên hai sàn chứng

khoán Hà Nội và Hồ Chí Minh, sau khi loại ra các công ty tài chính và một số công ty

bị khiếm khuyết số liệu cần nghiên cứu. Các công ty được lựa chọn vì hai lý do quan

trọng:

Đầu tiên, mẫu này bao gồm các công ty lớn trong đó có nhiều khả năng đối mặt với

rủi ro về giá tài chính khác nhau và do đó có khả năng cung cấp một mẫu tiềm năng về

các công ty có phòng ngừa và không phòng ngừa rủi ro và có tính đại diện cho tất cả

các công ty trong nền kinh tế Việt Nam.

Thứ hai, công ty niêm yết phải trình bày các hoạt động phòng ngừa rủi ro của họ

trong báo cáo tài chính hàng năm theo thông tư số 210/2009/TT-BCTC ngày 06 tháng

11 năm 2009 hướng dẫn áp dụng Chuẩn mực kế toán quốc tế về trình bày báo cáo tài

chính và thuyết minh thông tin đối với công cụ tài chính.

Công ty tài chính bị loại khỏi mẫu bởi vì hầu hết các hoạt động quản lý rủi ro của

họ bao gồm cả phòng ngừa rủi ro và các giao dịch đầu cơ trong khi các công ty phi tài

chính trên tập trung toàn bộ nổ lực vào phòng ngừa rủi ro. Dữ liệu được thu thập từ báo

cáo thường niên và thuyết minh báo cáo tài chính cho năm tài chính 2013. Dựa vào

thuyết minh báo cáo tài chính của mẫu tôi phân loại các công ty có thực hiện phòng

ngừa rủi ro và không thực hiện phòng ngừa rủi ro. Trong nhóm các công ty có thực

hiện phòng ngừa rủi ro, không chỉ bao gồm các công ty sử dụng các công cụ phái sinh

như một công cụ quản lý rủi ro doanh nghiệp, mà còn bao gồm các công ty sử dụng các

loại phòng ngừa rủi ro chiến lược như phòng ngừa rủi ro hoạt động phòng ngừa rủi ro

thiên nhiên, đa dạng hóa kinh doanh quốc tế… Tuy nhiên cần phải nhấn mạnh rằng

việc sử dụng một biến phụ thuộc nhị phân nó sẽ không mô tả chính xác mức độ hoạt

động phòng ngừa rủi ro của một công ty. Có nghĩa là một công ty phòng ngừa 1% hoặc

100% rủi ro đều được xem như nhau trong mô hình sử dụng biến nhị phân.

Hầu hết các nghiên cứu sử dụng tỷ lệ đòn bẩy tài chính như một chỉ số về khả năng

kiệt quệ tài chính để đo lường chi phí dự kiến của kiệt quệ tài chính đó là tỷ lệ giá trị sổ

sách của nợ dài hạn so với giá trị sổ sách của tài sản, tỷ lệ giá trị sổ sách của nợ dài hạn

so với giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu và tỷ lệ khả năng chi trã lãi. Nghiên cứu này

cũng sử dụng cách tiếp cận tương tự, công ty càng có tỷ lệ đòn bẩy cao thì lỷ lệ lợi

nhuận càng thấp và nếu công ty phải trả lãi ròng thì khả năng kiệt quệ tài chính càng

lớn.

Về quy mô kinh tế liên quan đến hoạt động quản lý rủi ro tôi đã thu thập dữ liệu của

các công ty liên quan đến quy mô như: giá trị sổ sách của tài sản, giá trị sổ sách tổng

doanh thu bán hàng.

Thông tin về tỷ lệ phần trăm cổ phiếu công ty thuộc sở hữu của nhà đầu tư là tổ

chức cho phép tôi kiểm tra giả thuyết liên quan đến vấn đề thông tin bất cân xứng.

Cơ hội đầu tư, tăng trưởng được đo bằng tỷ số chi phí đầu tư so với giá trị sổ sách

của tài sản và tỷ lệ chi phí đầu tư so với giá trị tổng doanh thu.

Dữ liệu về mức độ tài sản của nhà quản lý một công ty cụ thể thu được bằng cách

lấy giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu công ty thuộc sở hữu của nhà quản lý và tỷ lệ cổ

phiếu của công ty được sở hữu bởi nhà quản lý.

Để kiểm tra giả thuyết về các công cụ thay thế cho phòng ngừa rủi ro, tôi sử dụng

thước đo: tỷ lệ thanh toán hiện thời và tỷ lệ thanh toán nhanh của công ty để đại diện

cho tính thanh khoản của công ty. Bên cạnh đó, cổ tức hàng năm chi trả cho các cổ

đông cũng được sử dụng đại diện cho chính sách tài chính khác được xem xét để thay

thế cho việc phòng ngừa rủi ro của công ty.

2.1.2

Giả thuyết nghiên cứu

Dựa trên các lập luận phát sinh từ khảo sát được trình bày, một vài giả thuyết đã

được đề xuất trong bài báo này. Đầu tiên tôi cho rằng việc phòng ngừa rủi ro có thể

làm tăng giá trị bằng cách giảm chi phí liên quan đến kiệt quệ tài chính, chi phí đại

diện của nợ và các bất hoàn hảo của thị trường vốn. Các tiền đề này được gọi là giả

thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông và được kiểm tra trong các giả định sau.

Lập luận của việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính ngụ ý rằng lợi ích của phòng ngừa

rủi ro càng lớn khi tỷ trọng tài sản cố định trong cơ cấu vốn của công ty càng lớn

(Myers, 1984; Stulz,1984; Smith và Stulz, 1985; Campbell và Kracaw, 1987;

Bessembinder 1991; Dobson và Soenen, 1993; Dolde, 1995; Shapiro và Titman, 1998;

Mian, 1996; Haushalter, 2000).

Lập luận về chi phí đại diện của nợ ngụ ý rằng lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng

lớn khi vấn đề bất cân xứng thông tin càng lớn (Mayers và Smith, 1982, 1987;

MacMinn, 1987; MacMinn và Han, 1990; Bessembinder, 1991; Dobson và Soenen,

1993; Minton và Schrand, 1999; Haushalter và cộng sự, 2002).

Lập luận về việc tài trợ bên ngoài tốn kém ngụ ý rằng lợi ích của phòng ngừa rủi ro

càng lớn khi lựa chọn tăng trưởng trong cơ hội đầu tư của công ty càng nhiều (Froot và

cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Gay và Nam, 1998; Mintonvà Schrand, 1999;

Allayannis và Ofek, 2001; Haushalter và cộng sự, 2002).

Giả thuyết về thuế cho thấy lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi xác suất thu

nhập trước thuế của công ty nằm trong vùng lũy tiến của biểu thuế càng lớn, và giá trị

thuế kết chuyển của công ty càng lớn, các khoản ưu đãi thuế đầu tư và các quy định

khác của luật thuế (Froot và cộng sự, 1993; Nance và cộng sự, 1993; Mian, 1996;

Graham và Smith, 1996).

Ngoài ra, lập luận về quy mô giao dịch kinh tế và thông tin được cung cấp ngụ ý

rằng các công ty càng lớn thì khả năng phòng ngừa càng cao (Nance và cộng sự, 1993;

Dolde, 1995; Mian, 1996; Getzy và cộng sự, 1997; Haushalter, 2000).

Nhóm giả định tiếp theo liên quan đến giả thuyết tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý.

Tôi cho rằng, do thực tế là các nhà quản lý của một công ty đã đa dạng hóa trạng thái

tài sản cá nhân của mình gắn liền với việc nắm giữ cổ phiếu và vốn hóa các khoản thu

nhập nghề nghiệp của họ, họ có động lực mạnh mẽ để phòng ngừa rủi ro (Amihud và

Lev, 1981; Stulz, 1984; Smith và Stulz,1985; Tufano, 1996; Fatemi và Luft, 2002). Bài

nghiên cứu kiểm tra giả thuyết rằng các nhà quản lý sở hữu phần lớn cổ phần của công

ty muốn quản lý rủi ro hơn những người nắm giữ ít cổ phần.

Các nghiên cứu liên quan đến các chính sách tài chính được xem xét để thay thế

cho việc phòng ngừa rủi ro của công ty bởi vì các chính sách này làm giảm thuế dự

kiến, chi phí giao dịch, hoặc chi phí đại diện (Froot và cộng sự, 1993; Smithson và

Chew, 1992; Nance và cộng sự, 1993). Bài nghiên cứu cũng giả định rằng khả năng

công ty sử dụng các công cụ quản lý rủi ro là thấp khi tài sản của công ty có tính thanh

khoản và chi trả cổ tức ở mức cao.

2.1.3

Biến nghiên cứu

Một biến phụ thuộc đã được thiết kế ở dạng nhị phân, được mã hoá là “1” cho

những công ty có quản trị rủi ro và “0” cho những công ty không quản trị rủi ro. Trong

nhóm các công ty có quản trị rủi ro, không chỉ bao gồm các công ty sử dụng công cụ

phái sinh như một công cụ quản lý rủi ro cho doanh nghiệp, mà cả công ty sử dụng các

chiến lược quản trị rủi ro khác như sử dụng các khoản nợ ngoại tệ đóng vai trò như một

hình thức phòng ngừa tự nhiên cho doanh thu nước ngoài, phát hành các khoản nợ lãi

suất cố định để ổn định lãi suất thanh toán, quản trị rủi ro hoạt động, quản trị rủi ro

thiên nhiên, đa dạng hóa kinh doanh quốc tế…Công bố thông tin về phòng ngừa rủi ro,

sử dụng công cụ phái sinh hay phi phái sinh của công ty được tìm thấy ở bảng Thuyết

Minh Báo Cáo Tài Chính trong phần công cụ tài chính. Trường hợp trong bảng Thuyết

Minh Báo Cáo Tài Chính không nêu cụ thể công ty có sử dụng công cụ phái sinh để

phòng ngừa rủi ro, tôi dựa vào các công cụ được sử dụng trong công ty như là một

công cụ quản lý rủi ro tiền tệ, rủi ro lãi suất, rủi ro về giá để phân nhóm các công ty có

phòng ngừa rủi ro và các công ty không phòng ngừa rủi ro.

Bởi vì trong thực tế nếu chỉ phòng ngừa rủi ro với các công cụ phái sinh thì mới

phản ánh một phần nhỏ trong tổng thể hoạt động quản lý rủi ro của công ty, nếu công

cụ phái sinh được sử dụng là một biến đại diện thì kết quả nghiên cứu phản ánh không

chính xác hoạt động quản lý rủi ro. Vì ngoài quản lý rủi ro bằng công cụ phái sinh, các

công ty đều có thể sử dụng công cụ phòng ngừa rủi ro phi phái sinh cho những lý do

tương tự như những công ty sử dụng công cụ phái sinh.

Gần đây, các nghiên cứu đã chứng minh dư nợ ngoại tệ được sử dụng trong phòng

ngừa rủi ro ngoại tệ và trong một số trường hợp có thể hoạt động như một hình thức

thay thế cho các công cụ ngoại tệ phái sinh (Géczy và cộng sự, 1997; Allayannis và

Ofek, 2001; Keloharju và Niskanen, 2001; Kedia và Mozumdar, 2003; Elliot và cộng

sự, 2003; Judge, 2003, 2005). Kỹ thuật phòng ngừa rủi ro phi phái sinh bao gồm việc

sử dụng các khoản nợ ngoại tệ đóng vai trò như một hình thức phòng ngừa tự nhiên

cho doanh thu nước ngoài, ngoài ra các công ty có thể áp dụng chính sách tài chính bảo

thủ như duy trì đòn bẩy thấp hoặc giữ một lượng tiền mặt lớn… để bảo vệ công ty

chống lại những khó khăn tài chính tiềm ẩn.

Bảng 2.1: Tóm tắt các giả thuyết nghiên cứu

Thông số đo lường

Ký hiệu

Biến đại diện

S T T

Các giả thuyết kiểm định

Kỳ vọng tương quan

Quy mô công ty

Tổng tài sản Tổng doanh thu Tỷ lệ nợ/Tổng tài sản

TA TS DA

Tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản

LDA

Chi phí kiệt quệ tài chính

Đồng biến

Đòn bẩy tài chính

Tỷ lệ nợ dài hạn/vốn chủ sở hữu LDE

Tỷ lệ EBIT/Tổng chi phí lãi vay

ICR

SOI

Chi phí đại diện của nợ

Tỷ lệ % cổ phiếu công ty thuộc sở hữu nhà đầu tư tổ chức

Ngịch biến

Bất cân xứng thông tin

lệ

tương đương

CEA

Tỷ tiền và tiền/Tổng tài sản

trợ bên

Tỷ lệ chi phí đầu tư/Tổng tài sản

IEA

Tài ngoài

Cơ hội đầu tư

Đồng biến

IES

Tỷ lệ chi phí đầu tư/Tổng doanh thu

4 Thuế

“1” nếu công ty được giảm thuế do kết chuyển lỗ từ các năm trước mang sang năm kiểm định

Đồng biến

Thuế kết chuyển

“0” nếu không có giảm thuế

SEM

Vốn chủ sở hữu công ty thuộc sở hữu của nhà quản lý

ích của

Lợi nhà quản lý

Đồng biến

SOM

Tỷ lệ % cổ phiếu công ty thuộc sở hữu nhà quản lý

DIV

Mức độ sở hữu công ty của nhà quản lý Cổ tức

Ngịch biến

Các chính sách tài chính thay thế

Thanh khoản

Tỷ lệ chi trả cổ tức Tỷ lệ (Tài sản ngắn hạn-hàng tồn kho)/nợ ngắn hạn Tỷ lệ tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn

Khi quyết định thực hiện chương trình quản lý rủi ro thì chi phí phòng ngừa rủi ro

là một vấn đề quan tâm hàng đầu đối với công ty, các chi phí này bao gồm các chi phí

giao dịch trực tiếp cũng như các chi phí đại diện để đảm bảo cho các nhà quản lý điều

hành một chương trình quản lý rủi ro phù hợp. Chi phí giao dịch của phòng ngừa rủi ro

bao gồm các chi phí giao dịch cũng như các chi phí đáng kể của các hệ thống thông tin

cần thiết để cung cấp các dữ liệu cần thiết cho việc quyết định các vị trí thích hợp để

phòng ngừa rủi ro. Các chi phí đại diện cho các hoạt động bao gồm các chi phí của hệ

thống kiểm soát nội bộ cho chương trình phòng ngừa rủi ro. Chính vì vậy, đối với các

công ty nhỏ khi chi phí biên của một chương trình phòng ngừa rủi ro vượt quá lợi ích

biên, các công ty này có thể không phòng ngừa rủi ro thậm chí ngay cả khi họ đang đối

diện với rủi ro, đơn giản chỉ vì đây không phải là một hoạt động có giá trị kinh tế. Vì

vậy, quy mô công ty tác động mạnh đến việc thực hiện phòng ngừa rủi ro của công ty,

để xem xét mức độ ảnh hưởng của quy mô đối với quyết định phòng ngừa rủi ro, bài

nghiên cứu này định lượng quy mô của một công ty bằng cách sử dụng hai biến trung

gian thay thế đó chính là: giá trị sổ sách của tài sản (Haushalter, 2000; Hoyt và Khang,

2000; Allayannis và Weston, 2001; Allayannis và Ofek, 2001) và giá trị sổ sách của

tổng doanh thu (Allayannis và Weston, 2001), và tôi dự đoán rằng hệ số biến này là

đồng biến với quyết định phòng ngừa rủi ro.

Đòn bẩy tài chính được sử dụng như là một biến đại diện cho chi phí kiệt quệ tài

chính. Ba đại diện khác nhau đã được xây dựng cho các mức độ đòn bẩy tài chính khác

nhau của một công ty. Đầu tiên, đòn bẩy tài chính được định nghĩa là tỷ số giữa giá trị

sổ sách của nợ dài hạn và giá trị sổ sách của tài sản (Tufano, 1996; Nance và cộng sự,

1993; Getzy và cộng sự, 1997), trong khi một số phương pháp xác định khác là tỷ lệ

giá trị sổ sách của nợ dài hạn giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (Hoyt và Khang, 2000;

Allayannis và Weston, 2001; Mian, 1996) và hệ số đảm bảo thanh toán lãi vay là tỷ lệ

thu nhập trước thuế và lãi vay trên tổng chi phí lãi vay (Getzy và cộng sự, 1997; Nance

và cộng sự, 1993). Các hệ số của tất cả các biến được dự báo là đồng biến với quyết

định phòng ngừa rủi ro.

Biến đại diện khác được sử dụng cho các vấn đề thông tin bất đối xứng là tỷ lệ phần

trăm cổ phiếu công ty thuộc sở hữu bởi nhà đầu tư là tổ chức. DeMarzo và Duffie

(1995), Tufano (1996) và Getzy et al. (1997) đã dự đoán rằng một phần lớn hơn các cổ

phiếu thuộc quyền sở hữu của các tổ chức đầu tư sẽ tỷ lệ thuận với các thông tin có

sẵn, và do đó nghịch biến với hoạt động quản trị rủi ro. Do đó, cho phép tôi dự đoán dự

đoán mối quan hệ nghịch biến giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và tỷ lệ phần trăm cổ

phiếu công ty thuộc sở hữu bởi nhà đầu tư .

Cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được đo bằng tỷ số giữa giá trị đầu tư và giá trị sổ sách

của tài sản (Haushalter, 2000; Froot và cộng sự, 1993; DeMarzo và Duffie, 1995;

Getzy và cộng sự, 1997; Smith và Stulz, 1985). Cơ hội đầu tư cũng được xác định là tỷ

lệ chi phí đầu tư với giá trị tổng doanh thu (DeMarzo và Duffie, 1995; Froot và cộng

sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Smith và Stulz, 1985; Dolde, 1995). Các hệ số của

biến này được dự báo sẽ là đồng biến với quyết định phòng ngừa rủi ro.

Để kiểm tra giả thuyết thuế, tôi đã sử dụng biến giả bằng 1 nếu công ty được giảm

thuế do kết chuyển lỗ từ các năm trước mang sang năm 2013 và bằng 0 nếu công ty

không có giảm thuế do kết chuyển lỗ từ các năm trước mang sang năm 2013, các

khoản nợ thuế đầu tư được sử dụng để bù đắp thuế thu nhập phải nộp (Nance et al.,

1993), biến này được dự báo sẽ là đồng biến.

Mức độ tài sản công ty thuộc sở hữu của nhà quản lý được thể hiện theo hai cách:

bằng giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu của công ty thuộc sở hữu của nhà điều hành và

giám đốc (Tufano, 1996; Getzy et al., 1997) và tỷ lệ cổ phiếu của công ty được nắm

giữ bởi nhà quản lý (Hoyt và Khang, 2000; Haushalter, 2000). Các ưu đãi cho các nhà

quản lý khi thực hiện phòng ngừa rủi ro sẽ tăng trong cả hai biến (Smith và Stulz,

1985), do đó các hệ số được dự báo sẽ là đồng biến.

Tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty được định nghĩa là cổ tức chi trả hàng năm cho các

cổ đông thông thường như một phần thu nhập sau thuế và lãi (Haushalter, 2000; Getzy

et al., 1997). Một phương pháp làm giảm xác suất của kiệt quệ tài chính có thể bao

gồm tỷ lệ cổ tức áp đặt (Nance et al. , 1993), lập luận của Haushalter (2000) cho rằng

các công ty phải đối mặt với khó khăn thanh khoản có thể trả cổ tức ít hoặc không có

cổ tức. Vì vậy, cổ tức thấp có thể bao hàm sự hạn chế của thanh khoản và công ty phải

phòng ngừa rủi ro cao hơn cho thấy một tương quan âm giữa cổ tức và phòng ngừa rủi

ro. Tôi cũng giả định rằng tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty càng cao, nhu cầu công ty

thực hiện phòng ngừa rủi ro càng thấp khi công ty chưa từng bị thiếu hụt thanh khoản.

Ngoài ra, khả năng thanh khoản của công ty đã được sử dụng như là một biến đại diện

cho các yếu tố thay thế cho phòng ngừa rủi ro, tỷ lệ thanh toán nhanh được xác định là

tài sản ngắn hạn trừ cho hàng tồn kho chia cho nợ ngắn hạn (Smith và Stulz, 1985;

Froot et al., 1993). Một biện pháp khác đo lường khả năng thanh khoản của một công

ty là tỷ lệ thanh khoản tính bằng hệ số tài sản ngắn hạn chia cho nợ ngắn hạn (Nance et

al., 1993). Hệ số trên cả ba biến được dự đoán là nghịch biến với quyết định phòng

ngừa rủi ro.

2.2 Kỹ thuật phân tích số liệu

Số liệu điều tra được phân tích bằng cách sử dụng cả phân tích đơn biến và phân tích

đa biến. Thứ nhất, thống kê mô tả được trình bày trong đó cho thấy cái nhìn sâu sắc

vào đặc tính doanh nghiệp của các công ty. Sau đó bằng cách sử dụng kiểm định t - test

cho từng mẫu độc lập, cho ta thấy có hay không sự khác biệt giữa giá trị trung bình

giữa các công ty có phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro ở Việt Nam. Kiểm

định t-test độc lập cho từng mẫu cho phép tính toán sự khác biệt ý nghĩa thống kê giữa

các mẫu tham số nhỏ và không liên quan (Bryman và Cramer, 1997). Thêm vào đó dữ

liệu nghiên cứu có tính chất không phân loại (dữ liệu theo khoảng thời gian/ theo tỷ lệ)

do đó kiểm định t - test là thích hợp nhất để sử dụng cho phân tích đơn biến. Liên quan

đến phân tích đa biến, hồi quy logit nhị thức được sử dụng để phân biệt giữa những

giải thích có thể cho quyết định phòng ngừa rủi ro. Hồi quy logit được lựa chọn vì đây

là một phương pháp hồi quy được sử dụng khi biến phụ thuộc là biến nhị phân có sự

phân đôi và biến độc lập là bất kỳ có thể liên tục hoặc phân loại (Hosmer và Lemeshow

1989; Allison năm 1999; Menard 2001). Bên cạnh thực tế là các biến phụ thuộc trong

nghiên cứu này rời rạc và không liên tục, hồi quy logiti được lựa chọn vì nó cho phép

các nhà nghiên cứu khắc phục nhiều giả định hạn chế của hồi quy OLS Không giống

như hồi quy OLS, hồi quy logit không có giả định tuyến tính trong mối quan hệ giữa

các biến độc lập và phụ thuộc, không đòi hỏi các biến phân bố bình thường, không có

giả định hiệp phương sai không thay đổi, không cógiả định sai số phân bố bình thường,

không yêu cầu các biến độc lập theo khoảng thời gian hoặc không bị chặn, và nói

chung có những yêu cầu ít nghiêm ngặt hơn). Phân tích so sánh cũng được sử dụng như

là một phương pháp để so sánh kết quả nghiên cứu thực nghiệm tiến hành trên các

công ty Việt Nam với các công ty ở Anh, Croatia và Slovenia.

2.2.1 Thống kê mô tả

Trong các bảng 2.3, 2.3, 2.4, 2.5, 2.6 và 2.7 dưới đây tôi trình bày thống kê mô tả

các biến đã sử dụng trong phân tích đơn biến của tôi cũng như trong mô hình hồi quy

logistic cho các công ty phi tài chính ở Việt Nam, cho chúng ta cái nhìn khái quát về tất

cả các biến của mô hình nghiên cứu.

Bảng 2.2: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2011 (1)

Date: 02/04/15

Time: 21:32

Sample: 1 510

TS TA DA LDA LDE ICR SOI CEA

Mean 1441.050 1091.312 0.474104 0.092432 0.399169 207.2969 153.0546 0.070801

Median 440.9437 334.8502 0.488003 0.037491 0.082515 2.432915 38.46782 0.038035

Maximum 58232.39 26901.31 0.937345 0.719688 7.395766 66932.69 59519.15 0.486233

Minimum 0.039420 0.823054 0.038579 0.000000 0.000000 -121.3695 0.000000 8.50E-05

Std. Dev. 4134.707 2523.593 0.188758 0.125621 0.841168 3004.383 2634.038 0.082350

Skewness 8.412130 5.693820 -0.136275 1.752011 4.334108 21.59207 22.51416 1.864128

Kurtosis 94.67956 44.57220 2.309026 5.884472 26.99179 479.0383 507.9258 6.732731

Jarque-Bera 184624.2 39480.93 11.72424 437.7148 13828.31 4855143. 5460774. 591.4551

Probability 0.000000 0.000000 0.002845 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum 734935.7 556569.1 241.7930 47.14034 203.5763 105721.4 78057.86 36.10827

Sum Sq. Dev. 8.70E+09 3.24E+09 18.13552 8.032320 360.1497 4.59E+09 3.53E+09 3.451779

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt Nam

Observations 510 510 510 510 510 510 510 510

Bảng 2.3: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2011 (2)

Date: 02/04/15

Time: 21:34

Sample: 1 510

T IEA IES SEM SOM DIV QR LR

Mean 0.032747 0.059070 0.219608 55.83237 12.57644 16.43473 0.964453 1.519220

Median 0.011279 0.015014 0.000000 8.405605 7.531272 0.000000 0.691799 1.162907

Maximum 0.550325 1.749550 1.000000 4323.042 80.72202 116.9109 11.85416 12.99569

Minimum 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.053003 0.077959

Std. Dev. 0.056695 0.168847 0.414387 264.6140 13.98995 25.52495 1.128862 1.301952

Skewness 4.064130 6.966822 1.354614 12.03890 1.614179 1.455020 5.120900 4.114968

Kurtosis 26.64938 59.80504 2.834978 171.9140 5.947883 4.191056 38.06272 25.86717

Jarque-Bera 13288.94 72695.37 156.5519 618623.5 406.1365 210.0977 28353.63 12551.08

Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum 16.70093 30.12591 112.0000 28474.51 6413.982 8381.712 491.8712 774.8022

Sum Sq. Dev. 1.636089 14.51119 87.40392 35640464 99620.82 331625.3 648.6332 862.7954

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt Nam

Observations 510 510 510 510 510 510 510 510

Bảng 2.4: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2012 (1)

Date: 02/03/15

Time: 21:46

Sample: 1 510

TS TA DA LDA LDE ICR SOI CEA

Mean 1560.788 1186.117 0.511978 0.099795 0.432030 232.0171 175.5130 0.076394

Median 483.2062 357.3475 0.525634 0.040519 0.092226 2.551570 42.87119 0.042372

Maximum 68187.81 30604.45 0.949691 0.743633 8.217609 76146.40 69450.58 0.511824

Minimum 0.039420 0.833895 0.038583 0.000000 0.000000 -122.9681 0.000000 9.45E-05

Std. Dev. 4555.175 2748.572 0.200059 0.135266 0.918194 3414.171 3073.676 0.088916

Skewness 8.931944 5.726234 -0.224028 1.733928 4.504172 21.66123 22.51454 1.859098

Kurtosis 108.6771 45.62060 2.248171 5.733261 29.49922 481.2457 507.9372 6.686258

Jarque-Bera 244093.9 41388.09 16.27752 414.3059 16646.38 4900161. 5461021. 582.5365

Probability 0.000000 0.000000 0.000292 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum 796001.9 604919.8 261.1090 50.89568 220.3352 118328.7 89511.64 38.96105

Sum Sq. Dev. 1.06E+10 3.85E+09 20.37210 9.313087 429.1276 5.93E+09 4.81E+09 4.024179

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt Nam

Observations 510 510 510 510 510 510 510 510

Bảng 2.5: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2012 (2)

Date: 02/03/15

Time: 21:48

Sample: 1 510

IEA IES SEM SOM DIV QR LR T

Mean 0.035793 0.064564 0.203922 60.67748 13.52552 17.58880 1.034495 1.631142

Median 0.012471 0.016286 0.000000 9.271235 8.019195 0.000000 0.735491 1.253070

Maximum 0.552040 1.925706 1.000000 5062.110 82.00000 125.4064 12.24857 13.42807

Minimum 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.060299 0.088691

Std. Dev. 0.062818 0.188329 0.403307 294.9539 14.95276 27.08420 1.178435 1.351235

Skewness 4.138419 7.204723 1.469695 12.65398 1.556784 1.417699 4.914362 3.955647

Kurtosis 27.00786 64.13658 3.160004 191.5267 5.570472 4.062819 35.40102 24.25601

Jarque-Bera 13703.77 83837.91 184.1443 768884.7 346.4097 194.8427 24361.64 10931.14

Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum 18.25434 32.92771 104.0000 30945.51 6898.013 8970.286 527.5924 831.8823

Sum Sq. Dev. 2.008583 18.05306 82.79216 44281889 113804.8 373379.0 706.8525 929.3511

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt Nam

Observations 510 510 510 510 510 510 510 510

Bảng 2.6: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2013 (1)

Date: 10/01/14

Time: 20:28

Sample: 1 510

TS TA DA LDA LDE ICR SOI CEA

Mean 1697.022 1288.930 0.549350 0.106854 0.460728 239.3982 185.4766 0.082863

Median 529.2132 398.7395 0.567100 0.042900 0.103700 2.678200 46.69000 0.045100

Maximum 75772.65 30948.60 0.965900 0.779000 9.447700 77002.67 73029.00 0.568700

Minimum 0.043800 0.880100 0.039900 0.0000 0.000000 -129.7816 0.000000 0.000100

Std. Dev. 5007.527 3018.181 0.209137 0.143677 0.976298 3454.772 3232.008 0.097058

Skewness 9.097382 5.733963 -0.276315 1.681902 4.584382 21.61752 22.51449 1.892416

Kurtosis 112.5763 44.12095 2.284478 5.451295 31.12801 479.9007 507.9355 6.881697

Jarque-Bera 262182.7 38726.97 17.36917 368.1354 18599.09 4872700. 5460985. 624.5911

Probability 0.000000 0.000000 0.000169 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum 865481.5 657354.5 280.1687 54.49570 234.9713 122093.1 94593.08 42.26000

Sum Sq. Dev. 1.28E+10 4.64E+09 22.26277 10.50731 485.1578 6.08E+09 5.32E+09 4.794874

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt Nam

Observations 510 510 510 510 510 510 510 510

Bảng 2.7: Thống kê mô tả các biến độc lập năm 2013 (2)

Date: 10/01/14

Time: 20:33

Sample: 1 510

T IEA IES SEM SOM DIV QR LR

Mean 0.038489 0.069446 0.203922 66.46549 14.56661 18.94020 1.121317 1.762648

Median 0.013850 0.017050 0.000000 9.916475 8.610000 0.000000 0.789450 1.348600

Maximum 0.592000 2.183000 1.000000 5625.191 89.64000 126.9694 12.83110 14.06670

Minimum 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.068600 0.100900

Std. Dev. 0.066790 0.201161 0.403307 327.1317 15.98900 29.03488 1.274621 1.462034

Skewness 4.070277 7.245927 1.469695 12.73864 1.492083 1.401030 4.687691 3.817488

Kurtosis 26.25005 65.45970 3.160004 193.3899 5.192322 3.980873 32.29054 22.43435

Jarque-Bera 12895.21 87363.59 184.1443 784070.0 291.3697 187.2901 20098.96 9264.724

Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum 19.62950 35.41740 104.0000 33897.40 7428.970 9659.503 571.8717 898.9506

Sum Sq. Dev. 2.270594 20.59698 82.79216 54470699 130125.0 429099.3 826.9507 1088.010

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt Nam

Observations 510 510 510 510 510 510 510 510

2.2.2 Kiểm định t-test

T-test được sử dụng trong kiểm định sự khác biệt về giá trị trung bình của tổng

thể (µ) với một giá trị (µ0) cho trước, hoặc kiểm định sự khác biệt về giá trị trung

bình giữa hai tổng thể ( µ1và µ2). Trong bài nghiên cứu này, tôi sử dụng kiểm định

T-test để kiểm định sự khác biệt về giá trị trung bình giữa các công ty có phòng

ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro cho từng biến độc lập.

Giả thuyết của kiểm định:

H0: µ1- µ2 = 0

H1: µ1 - µ2 ≠ 0

µ1, µ2 : là trung bình của tổng thể các công ty có phòng ngừa rủi ro và không

phòng ngừa rủi ro.

Mức ý nghĩa α = 5%

Ta sử dụng cách tiếp cận P value để quyết định chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết

H0.

Nếu P ≥ α: Chấp nhận H0, nghĩa là không sự khác biệt về giá trị trung bình giữa

các công ty có phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro tại biến nghiên cứu.

Nếu P < α: Bác bỏ H0, nghĩa là có sự khác biệt về giá trị trung bình giữa các

công ty có phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro tại biến nghiên cứu.

2.2.3

Hồi quy logit

2.2.3.1 Kiểm định sự tự tương quan

Trước khi đưa các biến vào mô hình hồi quy để phân tích ta cần xem xét

mức độ tương quan giữa các biến để tránh trường hợp có đa cộng tuyến xảy ra,

với những cặp có hệ số tương quan > 0.8 thì sẽ có hiện tượng đa cộng tuyến

nếu đưa vào mô hình nghiên cứu.

Bảng 2.8 : Hệ số tương quan của các biến được đưa vào mô hình (1)

Covariance Analysis: Ordinary

Date: 02/07/15 Time: 22:26

Sample: 1 510

Included observations: 510

Correlation

ICR

SOI

LDA

LDE

CEA

IEA

IES

SEM

SOM DIV QR

Probability

-----

0.692574

-----

0.073242

0.088991

0.0985

0.0446

-----

LDA

0.203817

0.040265

0.384084

0.3642

-----

LDE

0.114977

0.017039

0.471774

0.731134

0.0094

0.7011

-----

ICR

0.179567

0.424775

-0.0978

-0.042

-0.03041

0.0272

0.3439

0.4932

-----

SOI

-0.00943

-0.00328

-0.02395

-0.02262

-0.01834

-0.00238

0.8318

0.9411

0.5895

0.6103

0.6794

0.9573

-----

CEA

0.044095

0.149571

-0.27978

-0.23617

-0.21188

0.047995

0.000853

-----

0.3203

0.0007

0.2793

0.9847

Bảng 2.9 : Hệ số tương quan của các biến được đưa vào mô hình (2)

Covariance Analysis: Ordinary

Date: 02/07/15 Time: 22:26

Sample: 1 510

Included observations: 510

Correlation

Probability

IEA

LDA

LDE

ICR

SOI

CEA

IES

SEM

SOM

DIV

IEA

0.041513

0.04842

-0.02671 0.243407

0.14676 0.031731

-0.02128 0.000123

0.3495

0.2751

0.5472

0.0009

0.4746

0.6316

0.9978

-----

IES

0.101886

-0.01704

-0.00381 0.257711 0.175516

-0.00409

-0.01404

-0.04858 0.559066

0.0214

0.701

0.9315

0.0001

0.9266

0.7518

0.2735

-----

-0.06074

-0.13897 0.057026 0.081692 0.163862

-0.03532

-0.02336

-0.2441

-0.10657

0.03084

0.1708

0.0017

0.1985

0.0653

0.0002

0.426

0.5986

0.0161

0.4871

-----

SEM

0.748287 0.341048 0.026028 0.138347 0.067762

-0.00536

-0.00929

-0.0254 0.021809 0.059281

-0.01887

0.5576

0.0017

0.1264

0.9039

0.8342

0.5672

0.6232

0.1813

0.6707

-----

SOM

0.02085

-0.03584 0.002918

-0.00941

-0.0104

-0.05048

-0.04008

-0.12609

-0.0592

-0.07124 0.020867 0.283131

0.6385

0.4193

0.9476

0.8321

0.8148

0.2552

0.3664

0.0043

0.182

0.1081

0.6382

-----

DIV

-0.05583 0.054599

-0.02995

-0.08986

-0.09282 0.044111

-0.02769 0.234024 0.074609

-0.05573

-0.31384

-0.07848

-0.07152

0.2081

0.2184

0.4997

0.0425

0.0361

0.3201

0.5326

0.0924

0.209

0.0766

0.1067

-----

-0.02168

-0.03973

-0.48227 0.009499

-0.07145 0.058687

-0.0196 0.382664 0.004707

-0.00514

-0.12407

-0.03373

-0.07916 0.06289

0.6252

0.3706

0.8306

0.107

0.1858

0.6588

0.9156

0.9079

0.005

0.4473

0.0741

0.1561

-----

-0.02245

-0.06865

-0.49515 0.050572

-0.06253 0.054306 0.003238

0.295

-0.056

-0.04103

-0.10168 0.009525 0.016032 0.05022 0.87989

0.613

0.1215

0.2543

0.1585

0.2208

0.9419

0.2068

0.3552

0.0216

0.8301

0.718

0.2576

-----

Kết quả sau khi phân tích tương quan (Correlation Analysic) ở bảng 2.8 và

2.9 cho ta thấy tất cả hệ số tương quan của các cặp đều < 0.8 vì vậy không có hiện

tượng đa cộng tuyến xảy ra.

2.2.3.2 Mô hình hồi quy logit

Hồi qui logit là một kỹ thuật phân tích hồi qui trong đó biến số phụ thuộc (Y) là

một biến số nhị phân (dichotomous – binary variable), theo đó Y được mã hoá là 1

và 0 (Y = 1, thành công; Y = 0, thất bại). Biến số độc lập trong hồi qui logit có thể

là biến số rời hoặc liên tục, biến số đơn biến hoặc đa biến.

Mô hình hồi quy logit có dạng như sau:

𝐏𝐢 =

𝟏 𝟏 + 𝐞−𝐙𝐢

Zi = β0+ β1X1+ β2X2+ β3X3+… βiXi + εi

Với: Pi là xác suất để biến Y nhận giá trị là 1

X1,…,Xi là các biến số độc lập

β0,…,βi là các hệ số hồi quy

εi là sai số giữa ước lượng và thực tế (sai số trong việc bỏ sót biến giải thích

hay sai số trong đo lường)

Giả thuyết của kiểm định:

H0: β1=β2=β3=β4=β5=β6=0

H1: β1≠β2≠β3≠β4≠β5≠β6≠ 0

Mức ý nghĩa α = 5%

Kết quả tính toán kiểm định được dựa trên phần mềm Eviews. Sau khi chạy dữ

liệu thu được các hệ số của mô hình cùng với giá trị kiểm định P- value tương ứng:

Nếu P ≥ α: Chấp nhận H0, nghĩa là biến độc lập không có ý nghĩa thống kê và

không có tác động đến biến phụ thuộc.

Nếu P < α: Bác bỏ H0, nghĩa là biến độc lập có ý nghĩa thống kê và có tác động

đến biến phụ thuộc.

Đối với mô hình hồi quy logit thì các giá trị 0 và 1 luôn là giá tri tiệm cận và vì

vậy xác suất được ước lượng sẽ không bao giờ đạt được mức tuyệt đối là 0 hay 1,

mặc dù các giá trị ước lượng này có thể là rất gần tiệm cận.

Trong mô hình logit chúng ta không nghiên cứu ảnh hưởng trực tiếp của các

biến độc lập đối Xi đối với Y mà xem xét ảnh hưởng của các biến độc lập Xi đến

xác suất Y nhận giá trị là 1.

Hồi quy logit đa biến được ước lượng trong bài nghiên cứu để phân biệt những

giải thích khả thi cho quyết định phòng ngừa rủi ro. Các biến kiểm tra trong phân

tích đa biến dựa trên các yếu tố cơ bản trong các tài liệu nghiên cứu tôi đã trình bày

trong phần trước là cơ sở lý luận quan trọng cho quyết định phòng ngừa rủi ro của

công ty. Trong mô hình logit của tôi, tôi đã kiểm định xem quyết định ngừa rủi ro

có phải là hàm số của 6 yếu tố - đại diện cho chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại

diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế và yếu tố thay thế cho phòng ngừa rủi ro.

Bởi vì nhiều yếu tố đại diện để đo lường đặc điểm công ty, tôi đã ước lượng hồi quy

logit riêng biệt, sử dụng tất cả các kết hợp có thể của các biến đại diện cho mỗi cấu

trúc của hàm số phòng ngừa rủi ro dự đoán.

Năm yếu tố đầu tiên được kỳ vọng có tác động dương lên quyết định phòng

ngừa rủi ro của công ty. Đó là các yếu tố liên quan đến chi phí kiệt quệ tài chính,

chi phí đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế và các lợi ích của nhà quản lý,

nếu công ty nhận được các lợi ích từ hoạt động quản lý rủi ro có giá trị càng cao thì

khả năng công ty sẽ tham gia vào các hoạt động phòng ngừa rủi ro càng lớn.

Yếu tố thứ 6 là biến đại diện cho các chính sách tài chính thay thế cho quyết

định phòng ngừa rủi ro, kỳ vọng dự kiến sẽ tương quan âm với quyết định phòng

ngừa rủi ro của công ty. Vì khi theo đuổi các chính sách này thì công ty sẽ hạn chế

hoặc không muốn chi trả các khoản chi phí để tổ chức thực hiện hoạt động phòng

ngừa rủi ro.

Biến phụ thuộc được chuẩn hoá là 1 nếu công ty phòng ngừa rủi ro và 0 nếu

ngược lại. Mối tương quan giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và các yếu tố tiềm

năng của nó có thể được thể hiện trong hàm số sau:

Y = f (FC, AC, CEF, T, MU, HS)

Trong đó:

Y

: Biến nhị phân nhận giá trị là 1 nếu công ty có phòng ngừa rủi ro và 0

nếu công ty không phòng ngừa rủi ro.

FC

: Đại diện cho quy mô và xác suất kiệt quệ tài chính.

AC

: Chi phí đại diện của nợ.

CEF : Biến đại diện cho chi phí tài trợ bên ngoài.

T

: Biến nhị phân bằng 1 nếu công ty được giảm thuế do kết chuyển lỗ từ

các năm trước mang sang năm kiểm định và bằng 0 nếu công ty không có giảm thuế

do kết chuyển lỗ từ các năm trước mang sang năm kiểm định.

MU

: Biến đại diện cho lợi ích nhà quản lý.

HS

: Biến đại diện cho các chính sách tài chính thay thế cho quyết định

phòng ngừa rủi ro.

Mỗi biến độc lập trong hàm số trên được đo lường bởi hai hay nhiều biến đại

diện, vì vậy ngoài các mô hình được trình bày, tôi thiết lập và chạy mô hình với các

biến đại diện đa dạng hữu hiệu cho việc đo lường các đặc điểm của công ty, tôi đã

ước lượng các hồi quy logit riêng biệt cho từng biến độc lập và sử dụng tất cả các

kết hợp có thể của các biến đại diện cho mỗi cấu trúc dự đoán, nhằm đưa ra lời giải

thích phù hợp cho quyết định phòng ngừa rủi ro trong các công ty.

CHƯƠNG III: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM

3.1 Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro

trong năm tài chính 2011

3.1.1 Kiểm định đơn biến

Kết quả kiểm định đơn biến đã chỉ ra rằng: tổng tài sản và tổng doanh thu đại

diện cho quy mô công ty, tỷ lệ nợ dài hạn chia cho tổng tài sản và tỷ lệ nợ dài hạn

chia cho vốn chủ sở hữu đại diện cho đòn bẩy tài chính, vốn chủ sở hữu công ty

thuộc sở hữu nhà quản lý đại diện cho lợi ích nhà quản lý có khả năng giải thích cho

quyết định phòng ngừa rủi ro tại các công ty phi tài chính Việt Nam, được thể hiện

ở các bảng 3.1, 3.2, 3.3, 3.4, 3.5.

Ta thấy giá trị trung bình tổng tài sản của các công ty phòng ngừa rủi ro cao

hơn các công ty không phòng ngừa rủi ro, ta có thế thấy ở bảng 3.1 và với P =

0.0003 < 5% ta bác bỏ giả thuyết H0 hay với mức ý nghĩa 5% Value = -3.650735

nằm ngoài khoảng ±1,96 ta cũng bác bỏ bác bỏ giả thuyết H0, như vậy ta có thể kết

luận tổng tài sản ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro. Tương tự ở bảng 3.2

với P = 0.0001 < 5%, cho ta thấy giá trị trung bình tổng doanh thu của các công ty

phòng ngừa rủi ro cao hơn các công ty không phòng ngừa rủi ro, như vậy tổng

doanh thu ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro, cụ thế hơn là các công ty có

tổng tài sản lớn, tổng doanh thu cao hay công ty có quy mô lớn càng quyết định

phòng ngừa rủi ro.

Biến đại diện cho đòn bẩy tài chính là LDA, LDE điều cho thấy sự khác nhau

về mặt thống kê giữa các công ty có phòng ngừa rủi ro và công ty không phòng

ngừa rủi ro, các công ty có đòn bẩy tài chính càng lớn thì càng thực hiện phòng

ngừa rủi ro (bảng 3.3 và bảng 3.4).

Kiểm định thống kê đối với giả thuyết lợi ích của nhà quản lý cho ta thấy vốn

chủ sở hữu của nhà quản lý càng cao thì các nhà quản lý càng thực hiện phòng ngừa

rủi ro, với P = 0.0278 và giá trị trung bình của các công ty có phòng ngừa rủi ro là

90.55344 lớn hơn giá trị trung bình của các công ty không phòng ngừa rủi ro

36.73050 (bảng 3.5).

Các kết quả khác của các kiểm định đơn biến cho thấy không có sự khác biệt về

mặt thống kê giữa các công ty có phòng ngừa rủi ro và công ty không phòng ngừa

rủi ro đối với chi phí đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, ưu đãi về thuế.

Ngoài ra, chúng ta nên loại bỏ giả thuyết liên quan đến chính sách tài chính thay thế

cho các chiến lược quản lý rủi ro, phát hiện của tôi đã chỉ ra rằng các yếu tố này

không có ý nghĩa thóng kê, hay tôi có thể giải thích thanh khoản không phải là một

thay thế cho phòng ngừa rủi ro, mà là một thước đo về sự sẵn có của các quỹ nội bộ

trong công ty.

Bảng 3.1: T-test của biến độc TA năm 2011

Test for Equality of Means of TA

Categorized by values of Y

Date: 02/04/15 Time: 21:15

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -3.650735 0.0003

Satterthwaite-Welch t-test* 295.0214 -3.372037 0.0008

Anova F-test (1, 508) 13.32786 0.0003

Welch F-test* (1, 295.021) 11.37063 0.0008

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 2.22E+08 2.22E+08

508 Within 8.48E+09 16691540

509 Total 8.70E+09 17095805

Category Statistics

Std. Err.

Y of Mean Count Mean Std. Dev.

0 200.2304 329 951.1760 3631.851

1 357.0250 181 2331.485 4803.280

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 183.0879 510 1441.050 4134.707

Bảng 3.2 : T-test của biến độc TS năm 2011

Test for Equality of Means of TS

Categorized by values of Y

Date: 02/04/15 Time: 21:15

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -3.948960 0.0001

Satterthwaite-Welch t-test* 270.7521 -3.533475 0.0005

Anova F-test (1, 508) 15.59428 0.0001

Welch F-test* (1, 270.752) 12.48545 0.0005

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 96544328 96544328

508 Within 3.15E+09 6191008.

509 Total 3.24E+09 6368519.

Category Statistics

Std. Err.

Y of Mean Count Mean Std. Dev.

0 329 114.4895 768.5966 2076.651

1 181 230.4704 1677.905 3100.662

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 111.7466 1091.312 2523.593

Bảng 3.3 : T-test của biến độc LDA năm 2011

Test for Equality of Means of LDA

Categorized by values of Y

Date: 02/04/15 Time: 21:19

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -1.970432 0.0493

Satterthwaite-Welch t-test* 352.4998 -1.936459 0.0536

Anova F-test (1, 508) 3.882602 0.0493

Welch F-test* (1, 352.5) 3.749875 0.0536

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 0.060925 0.060925

508 Within 7.971395 0.015692

509 Total 8.032320 0.015781

Category Statistics

Std. Err.

Y Count Mean Std. Dev. of Mean

0 329 0.084325 0.122535 0.006756

1 181 0.107168 0.130096 0.009670

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 0.092432 0.125621 0.005563

Bảng 3.4 : T-test của biến độc LDE năm 2011

Test for Equality of Means of LDE

Categorized by values of Y

Date: 02/04/15 Time: 21:18

Sample: 1 510

Included observations: 510

Method df Value Probability

t-test 508 -2.035959 0.0423

Satterthwaite-Welch t-test* 268.8862 -1.816953 0.0703

Anova F-test (1, 508) 4.145129 0.0423

Welch F-test* (1, 268.886) 3.301320 0.0703

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

Source of Variation df Sum of Sq. Mean Sq.

Between 1 2.914930 2.914930

Within 508 357.2348 0.703218

Total 509 360.1497 0.707563

Category Statistics

Std. Err.

Y Count Mean Std. Dev. of Mean

0 329 0.343094 0.695834 0.038363

1 181 0.501096 1.049926 0.078040

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 0.399169 0.841168 0.037248

Bảng 3.5 : T-test của biến độc SEM năm 2011

Test for Equality of Means of SEM

Categorized by values of Y

Date: 02/04/15 Time: 21:17

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -2.206228 0.0278

Satterthwaite-Welch t-test* 320.0295 -2.097340 0.0367

Anova F-test (1, 508) 4.867444 0.0278

Welch F-test* (1, 320.029) 4.398837 0.0367

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 338251.0 338251.0

508 Within 35302213 69492.54

509 Total 35640464 70020.56

Category Statistics

Std. Err.

Y of Mean Count Mean Std. Dev.

0 329 13.55740 36.73050 245.9089

1 181 21.78898 90.55344 293.1407

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 11.71730 55.83237 264.6140

3.1.2 Kiểm định đa biến

Để kiểm tra lại mức độ chính xác về sự ảnh hưởng của các yếu tố đã được trình

bày thông qua kiểm định t-test, tôi tiến hành kiểm định đa biến bằng phương pháp

hồi quy logit, kết quả phân tích đa biến cho ta thấy các biến đại diện cho chi phí đại

diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế và yếu tố thay thế cho phòng ngừa rủi ro

không có khả năng giải thích cho quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty Việt

Nam trừ chi phí kiệt quệ tài chính được đại diện bởi quy mô công ty (tổng tài sản,

tổng doanh thu) và đòn bẩy tài chính (tỷ lệ nợ dài hạn chia cho vốn chủ sở hữu).

Sau đâu là các bảng hồi quy logit đưa ra bằng chứng thực nghiệm về kết quả nghiên

cứu.

Bảng 3.6 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TA,

SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 02/04/15 Time: 21:35

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 7 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Prob. Variable Coefficient Std. Error z-Statistic

0.0076 TA 0.000117 4.39E-05 2.667830

0.7653 SOI -8.00E-05 0.000268 -0.298479

0.8101 CEA -0.288599 1.200707 -0.240358

0.6891 T -0.100294 0.250702 -0.400054

0.9540 SEM 4.17E-05 0.000722 0.057712

0.1641 DIV 0.005400 0.003881 1.391510

0.0000 C -0.803429 0.167894 -4.785329

McFadden R-

0.354902 squared 0.027562 Mean dependent var

0.469491 S.D. dependent var 0.478953 S.E. of regression

110.8724 Akaike info criterion 1.292453 Sum squared resid

-322.5755 Schwarz criterion 1.350572 Log likelihood

Hannan-Quinn

645.1511 criter. 1.315240 Deviance

-331.7185 Restr. deviance 663.4370 Restr. log likelihood

-0.632501 LR statistic 18.28595 Avg. log likelihood

Prob(LR statistic) 0.005556

510 Obs with Dep=0 329 Total obs

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

Obs with Dep=1 181

Bảng 3.7 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TS,

SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 02/04/15 Time: 21:37

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 6 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

TS 0.000145 5.10E-05 2.838927 0.0045

SOI -7.71E-05 0.000241 -0.320475 0.7486

CEA -0.557151 1.220194 -0.456608 0.6480

T -0.054193 0.251346 -0.215611 0.8293

SEM 0.000579 0.000539 1.074485 0.2826

DIV 0.004641 0.003888 1.193661 0.2326

C -0.807255 0.167604 -4.816450 0.0000

McFadden R-squared 0.029092 Mean dependent var 0.354902

S.D. dependent var 0.478953 S.E. of regression 0.470229

Akaike info criterion 1.290463 Sum squared resid 111.2212

Schwarz criterion 1.348583 Log likelihood -322.0681

Hannan-Quinn criter. 1.313250 Deviance 644.1363

Restr. deviance 663.4370 Restr. log likelihood -331.7185

LR statistic 19.30073 Avg. log likelihood -0.631506

Prob(LR statistic) 0.003685

Obs with Dep=0 329 Total obs 510

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

Obs with Dep=1 181

Bảng 3.8 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập LDA,

SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 02/04/15 Time: 21:38

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 6 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

LDA 1.414968 0.755768 1.872226 0.0612

SOI -7.25E-05 0.000217 -0.334002 0.7384

CEA 0.538758 1.206038 0.446718 0.6551

T -0.157721 0.249941 -0.631033 0.5280

SEM 0.000986 0.000607 1.625540 0.1040

DIV 0.004963 0.003864 1.284474 0.1990

C -0.866699 0.185792 -4.664878 0.0000

McFadden R-squared 0.018352 Mean dependent var 0.354902

S.D. dependent var 0.478953 S.E. of regression 0.474692

Akaike info criterion 1.304435 Sum squared resid 113.3424

Schwarz criterion 1.362554 Log likelihood -325.6308

Hannan-Quinn criter. 1.327221 Deviance 651.2616

Restr. deviance 663.4370 Restr. log likelihood -331.7185

LR statistic 12.17541 Avg. log likelihood -0.638492

Prob(LR statistic) 0.058168

Obs with Dep=0 329 Total obs 510

Obs with Dep=1 181

Nam

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Bảng 3.9 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập LDE,

SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 02/04/15 Time: 21:39

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 6 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

0.112722 2.113753 0.238266 LDE 0.0345

0.000207 -0.343561 -7.11E-05 SOI 0.7312

1.197174 0.434740 0.520459 CEA 0.6638

0.251729 -0.764217 -0.192376 T 0.4447

0.000618 1.725607 0.001067 SEM 0.0844

0.003867 1.289049 0.004985 DIV 0.1974

0.173328 -4.767939 -0.826419 C 0.0000

McFadden R-squared 0.020011 Mean dependent var 0.354902

S.D. dependent var 0.478953 S.E. of regression 0.473816

Akaike info criterion 1.302276 Sum squared resid 112.9245

Schwarz criterion 1.360396 Log likelihood -325.0804

Hannan-Quinn criter. 1.325063 Deviance 650.1608

Restr. deviance 663.4370 Restr. log likelihood -331.7185

LR statistic 13.27617 Avg. log likelihood -0.637413

Prob(LR statistic) 0.038854

Obs with Dep=0 329 Total obs 510

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2011 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

Obs with Dep=1 181

3.2 Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro

trong năm tài chính 2012

3.2.1 Kiểm định đơn biến

Kết quả kiểm định đơn biến cho năm 2012 đã chỉ ra rằng: Tổng tài sản và tổng

doanh thu đại diện cho quy mô công ty, tỷ lệ nợ dài hạn chia cho tổng tài sản đại

diện cho đòn bẩy tài chính, thuế, vốn chủ sở hữu công ty thuộc sở hữu nhà quản lý

đại diện cho lợi ích nhà quản lý có khả năng giải thích cho quyết định phòng ngừa

rủi ro. Ta thấy sang năm 2012 thì biến thuế kết chuyển lại có ảnh hưởng đến quyết

định hòng ngừa rủi ro, trong khi đó trong năm 2011, biến này hoàn toàn không có ý

nghĩa thống kê ở cả kiểm định đơn biến và đa biến. Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng

thống kê giá trị trung bình rằng các công ty không được giảm thuế do kết chuyển lỗ

từ 2011 sang 2012 là 0.233227 cao hơn các công ty được giảm thuế do kết chuyển

lỗ 0.157360, vậy kết quả cho mối tương quan âm giữa quyết định phòng ngừa rủi ro

và thuế kết chuyển, hoàn tàn trái ngược với giả thuyết kiểm định ban đầu (bảng

3.13)

Bảng 3.10 : T-test của biến độc TA năm 2012

Test for Equality of Means of TA

Categorized by values of Y

Date: 02/03/15 Time: 21:51

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -3.151622 0.0017

Satterthwaite-Welch t-test* 375.2087 -3.056733 0.0024

Anova F-test (1, 508) 9.932723 0.0017

Welch F-test* (1, 375.209) 9.343616 0.0024

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 2.03E+08 2.03E+08

508 Within 1.04E+10 20391756

509 Total 1.06E+10 20749622

Category Statistics

Std. Err.

Y Count of Mean Mean Std. Dev.

0 313 241.2370 1060.826 4267.919

1 197 347.9934 2355.145 4884.321

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 201.7066 1560.788 4555.175

Bảng 3.11 : T-test của biến độc TS năm 2012

Test for Equality of Means of TS

Categorized by values of Y

Date: 02/03/15 Time: 21:52

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -3.265760 0.0012

Satterthwaite-Welch t-test* 328.8009 -3.052415 0.0025

Anova F-test (1, 508) 10.66519 0.0012

Welch F-test* (1, 328.801) 9.317235 0.0025

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 79070277 79070277

508 Within 3.77E+09 7413868.

509 Total 3.85E+09 7554647.

Category Statistics

Std. Err.

Y of Mean Count Mean Std. Dev.

0 313 133.7348 873.7377 2366.011

1 197 228.7066 1682.436 3210.050

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 121.7088 1186.117 2748.572

Bảng 3.12 : T-test của biến độc LDA năm 2012

Test for Equality of Means of LDA

Categorized by values of Y

Date: 02/03/15 Time: 21:53

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -1.956537 0.0509

Satterthwaite-Welch t-test* 385.2862 -1.911994 0.0566

Anova F-test (1, 508) 3.828039 0.0509

Welch F-test* (1, 385.286) 3.655722 0.0566

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 0.069654 0.069654

508 Within 9.243433 0.018196

509 Total 9.313087 0.018297

Category Statistics

Std. Err.

Y Count of Mean Mean Std. Dev.

0 313 0.007314 0.090524 0.129397

1 197 0.010203 0.114526 0.143203

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 0.005990 0.099795 0.135266

Bảng 3.13 : T-test của biến độc T năm 2012

Test for Equality of Means of T

Categorized by values of Y

Date: 02/03/15 Time: 21:58

Sample: 1 510

Included observations: 510

Value Probability df Method

2.075105 0.0385 508 t-test

Satterthwaite-Welch t-test* 460.9518 2.146084 0.0324

Anova F-test (1, 508) 4.306059 0.0385

Welch F-test* (1, 460.952) 4.605675 0.0324

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 0.695889 0.695889

508 Within 82.09627 0.161607

509 Total 82.79216 0.162656

Category Statistics

Std. Err.

Mean Y Count Std. Dev. of Mean

0.233227 0 313 0.423563 0.023941

0.157360 1 197 0.365068 0.026010

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

0.203922 All 510 0.403307 0.017859

Bảng 3.14: T-test của biến độc SEM năm 2012

Test for Equality of Means of SEM

Categorized by values of Y

Date: 02/03/15 Time: 21:58

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -2.184572 0.0294

Satterthwaite-Welch t-test* 400.9830 -2.159668 0.0314

Anova F-test (1, 508) 4.772355 0.0294

Welch F-test* (1, 400.983) 4.664164 0.0314

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 412130.0 412130.0

508 Within 43869759 86357.79

509 Total 44281889 86997.82

Category Statistics

Std. Err.

Y of Mean Count Mean Std. Dev.

0 313 16.28093 38.12507 288.0390

1 197 21.58165 96.50948 302.9128

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 13.06078 60.67748 294.9539

3.2.2 Kiểm định đa biến

Kết quả thực nghiệm đa biến cho ta thấy chỉ có tổng tài sản và tổng doanh thu

đại diện cho quy mô công ty, tỷ lệ nợ dài hạn chia cho tổng tài sản đại diện cho đòn

bẩy tài chính có ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro, thuế và lợi ích nhà

quản lý đã không có ý nghĩa thống kê khi tiến hành phân tích đa biến (bảng 3.15,

3.16 và 3.17) . Như vậy ta có thể loại bỏ hoàn toàn giả thuyết liên quan đến chi phí

đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế, bất cân xứng thông tin, lợi ích của

nhà quản lý và các chính sách tài chính thay thế cho phòng ngừa rủi ro.

Bằng chứng thự nghiệm cho cả hai năm 2011 và 2012 đã cho chúng ta một kết

luận chi phí kiệt quệ tài chính ảnh hưởng đồng biến đến quyết định phòng ngừa rủi

ro tại các công ty Việt Nam.

Bảng 3.15 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TA,

SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 02/03/15 Time: 22:16

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 6 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

TA 7.91E-05 3.74E-05 2.113540 0.0346

SOI -7.66E-05 0.000275 -0.278632 0.7805

CEA 0.498553 1.070997 0.465504 0.6416

T -0.334655 0.254860 -1.313094 0.1892

SEM 0.000440 0.000707 0.622892 0.5334

DIV 0.004767 0.003578 1.332293 0.1828

C -0.655281 0.161660 -4.053453 0.0001

McFadden R-squared 0.027322 Mean dependent var 0.386275

S.D. dependent var 0.487373 S.E. of regression 0.477099

Akaike info criterion 1.325105 Sum squared resid 114.4947

Schwarz criterion 1.383224 Log likelihood -330.9017

Hannan-Quinn criter. 1.347892 Deviance 661.8035

Restr. deviance 680.3935 Restr. log likelihood -340.1967

LR statistic 18.58998 Avg. log likelihood -0.648827

Prob(LR statistic) 0.004915

Obs with Dep=0 313 Total obs 510

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

Obs with Dep=1 197

Bảng 3.16 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TS,

SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 02/03/15 Time: 22:20

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 6 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

8.79E-05 4.25E-05 2.067146 TS 0.0387

SOI -7.36E-05 0.000243 -0.302748 0.7621

CEA 0.358400 1.079612 0.331971 0.7399

T -0.306210 0.255444 -1.198734 0.2306

SEM 0.000781 0.000591 1.319884 0.1869

DIV 0.004186 0.003578 1.170121 0.2420

C -0.647058 0.160626 -4.028356 0.0001

McFadden R-squared 0.026759 Mean dependent var 0.386275

S.D. dependent var 0.487373 S.E. of regression 0.478871

Akaike info criterion 1.325856 Sum squared resid 115.3464

Schwarz criterion 1.383975 Log likelihood -331.0933

Hannan-Quinn criter. 1.348643 Deviance 662.1865

Restr. deviance 680.3935 Restr. log likelihood -340.1967

LR statistic 18.20695 Avg. log likelihood -0.649202

Prob(LR statistic) 0.005735

Obs with Dep=0 313 Total obs 510

Obs with Dep=1 197

Nam

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

Bảng 3.17 : Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập LDA,

SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 02/03/15 Time: 22:21

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 7 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

LDA 1.494328 0.701492 2.130213 0.0332

SOI -7.13E-05 0.000236 -0.302726 0.7621

CEA 1.213442 1.093265 1.109925 0.2670

T -0.378143 0.255620 -1.479315 0.1391

SEM 0.001081 0.000639 1.693042 0.0904

DIV 0.004628 0.003580 1.292619 0.1961

C -0.771709 0.182299 -4.233209 0.0000

McFadden R-squared 0.025931 Mean dependent var 0.386275

S.D. dependent var 0.487373 S.E. of regression 0.479272

Akaike info criterion 1.326961 Sum squared resid 115.5397

Schwarz criterion 1.385080 Log likelihood -331.3749

Hannan-Quinn criter. 1.349747 Deviance 662.7499

Restr. deviance 680.3935 Restr. log likelihood -340.1967

LR statistic 17.64359 Avg. log likelihood -0.649755

Prob(LR statistic) 0.007187

Obs with Dep=0 313 Total obs 510

Obs with Dep=1 197

Nam

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2012 của các công ty phi tài chính tại Việt

3.3 Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro

trong năm tài chính 2013

3.3.1 Kiểm định đơn biến

Kết quả kiểm định thực nghiệm so sánh bình quân cho những công ty phòng

ngừa và không phòng ngừa rủi ro ở Việt Nam trong năm 2013, tôi thấy những công

ty có phòng ngừa rủi ro có giá trị trung bình khác với công ty không phòng ngừa rủi

ro liên quan đến biến đại diện cho quy mô công ty và biến tỷ lệ chi trả cổ tức.

Những công ty phòng ngừa rủi ro có quy mô lớn hơn, cho ta thấy một mối tương

quan dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và biến giải thích này, theo đó các

công ty có quy mô càng lớn thì lại càng phòng ngừa rủi ro (xem bảng 3.18, bảng

3.19). Vì vậy giả định của tôi liên quan đến quy mô công ty được chấp nhận trong

trường hợp của các công ty ở Việt Nam.

Tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty có phòng ngừa rủi ro cao hơn các công ty

không phòng ngừa, như vậy các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức càng cao càng có nhu

cầu thực hiện phòng ngừa rủi ro, điều này hoàn toàn trái với dự đoán của tôi cũng

như phát hiện của những nghiên cứu được trích dẫn, kết quả cho thấy một mối

tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và tỷ lệ chi trả cổ tức, theo đó

các công ty chi trả cổ tức cao khi công ty chưa từng bị thiếu hụt thanh khoản thì lại

càng phòng ngừa rủi ro (xem bảng 3.20).

Dưới đây là các bảng kết quả kiểm định t-test cho từng biến độc lập đại diện

cho chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế,

bất cân xứng thông tin, lợi ích của nhà quản lý và các yếu tố thay thế cho phòng

ngừa rủi ro:

Bảng 3.18: T-test của biến độc lập TA năm 2013

Test for Equality of Means of TA

Categorized by values of Y

Date: 10/01/14 Time: 20:47

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Method Value Probability

508 t-test -1.984612 0.0477

Satterthwaite-Welch t-

test* 446.8753 -1.966162 0.0499

Anova F-test (1, 508) 3.938685 0.0477

Welch F-test* (1, 446.875) 3.865794 0.0499

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Source of Variation Sum of Sq. Mean Sq.

1 Between 98196902 98196902

508 Within 1.27E+10 24931391

509 Total 1.28E+10 25075331

Category Statistics

Std. Err.

Y Count Mean Std. Dev. of Mean

0 294 1320.911 4861.386 283.5218

1 216 2208.953 5167.275 351.5885

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 1697.022 5007.527 221.7370

Bảng 3.19: T-test của biến độc lập TS năm 2013

Test for Equality of Means of TS

Categorized by values of Y

Date: 10/01/14 Time: 20:47

Sample: 1 510

Included observations: 510

Method df Value Probability

t-test 508 -2.454207 0.0145

Satterthwaite-Welch t-

test* 373.1771 -2.340893 0.0198

Anova F-test (1, 508) 6.023132 0.0145

Welch F-test* (1, 373.177) 5.479778 0.0198

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

Source of Variation df Sum of Sq. Mean Sq.

Between 1 54331047 54331047

Within 508 4.58E+09 9020397.

Total 509 4.64E+09 9109416.

Category Statistics

Std. Err.

Y Count Mean Std. Dev. of Mean

0 294 1009.166 2559.324 149.2628

1 216 1669.721 3519.494 239.4712

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 1288.930 3018.181 133.6473

Bảng 3.20: T-test của biến độc DIV năm 2013

Test for Equality of Means of DIV

Categorized by values of Y

Date: 10/01/14 Time: 20:38

Sample: 1 510

Included observations: 510

df Value Method Probability

508 -2.584212 t-test 0.0100

Satterthwaite-Welch t-

433.1340 -2.541553 test* 0.0114

(1, 508) 6.678152 Anova F-test 0.0100

(1, 433.134) 6.459491 Welch F-test* 0.0114

*Test allows for unequal cell variances

Analysis of Variance

df Sum of Sq. Source of Variation Mean Sq.

1 5567.732 Between 5567.732

508 423531.5 Within 833.7235

509 429099.3 Total 843.0241

Category Statistics

Std. Err.

Y Count Mean Std. Dev. of Mean

0 294 16.10811 27.49142 1.603332

1 216 22.79499 30.65855 2.086050

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

All 510 18.94020 29.03488 1.285686

Theo kết quả kiểm định so sánh bình quân cho những công ty phòng ngừa và

không phòng ngừa rủi ro ở Việt Nam trong năm 2013, tôi thấy những công ty có

phòng ngừa rủi ro có giá trị trung bình khác với công ty không phòng ngừa rủi ro

liên quan đến biến đại diện cho quy mô công ty và biến tỷ lệ chi trả cổ tức. Những

công ty phòng ngừa rủi ro có quy mô lớn hơn, cho ta thấy một mối tương quan

dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và biến giải thích này, theo đó các công ty

có quy mô càng lớn thì lại càng phòng ngừa rủi ro (xem bảng 3.18, bảng 3.19). Vì

vậy giả định của tôi liên quan đến quy mô công ty được chấp nhận trong trường hợp

của các công ty ở Việt Nam.

Tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty có phòng ngừa rủi ro cao hơn các công ty

không phòng ngừa, như vậy các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức càng cao càng có nhu

cầu thực hiện phòng ngừa rủi ro, điều này hoàn toàn trái với dự đoán của tôi cũng

như phát hiện của những nghiên cứu được trích dẫn, kết quả cho thấy một mối

tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và tỷ lệ chi trả cổ tức, theo đó

các công ty chi trả cổ tức cao khi công ty chưa từng bị thiếu hụt thanh khoản thì lại

càng phòng ngừa rủi ro (xem bảng 3.20).

Nhưng kết quả kiểm định so sánh bình quân về tính thanh khoản được đại diện

bởi tỷ lệ thanh toán nhanh và tỷ lệ thanh toán hiện hành lại không có sự khác nhau

giữa các công ty có phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro. Do đó giả định

của tôi liên quan đến yếu tố thay thế cho quản lý ro bị từ chối trong trường hợp của

các công ty Việt Nam. Tuy nhiên, cần phải nhấn mạnh rằng kết quả này không được

hổ trợ bởi việc phân tích mối tương quan, cho thấy không có bằng chứng đáng kể

giữa tỷ lệ chi trả cổ tức, tỷ lệ thanh toán nhanh và phòng ngừa rủi ro. Chúng ta nên

từ chối giả thuyết của liên quan đến chính sách tài chính thay thế cho các chiến lược

quản lý rủi ro. Phát hiện của tôi đưa ra những dấu hiệu ngược lại với những gì tôi đã

dự đoán, cho thấy rằng các công ty Việt Nam càng có tỷ lệ chi trả cổ tức cao thì lại

càng thực hiện phòng ngừa rủi ro, và tính thanh khoản lại không ảnh hưởng đến

quyết định phòng ngừa rủi ro. Theo nghiên cứu của Froot và cộng sự (1993) tác giả

cũng đã đưa ra kết luận về mối tương quan dương giữa thanh khoản và phòng ngừa

rủi ro, như vậy tôi có thể giải thích rằng vấn đề chi trả cổ tức cao hay khả năng

thanh khoản cao không phải là một sự thay thế cho phòng ngừa rủi ro mà là một

thước đo cho tính sẵn có của các quỹ nội bộ trong công ty. Có thể lập luận rằng mối

tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và tỷ lệ chi trả cổ tức không

phải là yếu tố cơ bản của việc thay thế sự phòng ngừa rủi ro.

Kết quả phân tích đơn biến đối với các biến độc lập còn lại cho thấy các công ty

phòng ngừa rủi ro có trung bình khác với các công ty không phòng ngừa rủi ro, tuy

nhiên kết quả kiểm định t-test trung bình lại chỉ ra rằng mức độ khác nhau này

không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Vì vậy kiểm định đơn biến đưa đến nhận

định rằng các công ty phòng ngừa rủi ro không có sự khác biệt về mặt thống kê so

với các công ty không phòng ngừa rủi ro về chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại

diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế và lợi ích của nhà quản lý. Vì vậy, chúng

ta nên từ chối các giả thuyết nghiên cứu liên quan đến tối đa hóa giá trị cổ đông

cũng như tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý và yếu tố thay thế cho phòng ngừa rủi ro

trong trường hợp các công ty ở Việt Nam.

3.3.2 Kiểm định đa biến

Kết quả mô hình hồi quy đa biến đã tiết lộ rằng quyết định phòng ngừa rủi ro

trong năm 2013 của công ty Việt Nam có liên quan đến tổng tài sản, tổng doanh thu

và tỷ lệ chi trả cổ tức, hoàn toàn phù hợp với kết quả kiểm định t-test (bảng 3.21 và

bảng 3.23).

Bảng 3.21: Kết quả hồi quy đa biến Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TS,

SOI, IEA, T, SOM, DIV năm 2013

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 10/11/14 Time: 11:06

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 7 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

8.05E-05 3.53E-05 2.278490 0.0227 TS

-7.80E-05 0.000333 -0.234453 0.8146 SOI

1.074198 1.355753 0.792326 0.4282 IEA

0.293455 0.240085 1.222298 0.2216 T

0.007146 0.005706 1.252452 0.2104 SOM

0.008867 0.003301 2.686207 0.0072 DIV

-0.782753 0.177935 -4.399092 0.0000 C

McFadden R-

0.423529 squared 0.023640 Mean dependent var

0.489393 S.D. dependent var 0.494603 S.E. of regression

120.4713 Akaike info criterion 1.358045 Sum squared resid

-339.3015 Schwarz criterion 1.416164 Log likelihood

Hannan-Quinn

678.6029 criter. 1.380832 Deviance

-347.5169 Restr. deviance 695.0338 Restr. log likelihood

-0.665297 LR statistic 16.43083 Avg. log likelihood

Prob(LR statistic) 0.011619

294 Total obs 510 Obs with Dep=0

Obs with Dep=1 216

Nam

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt

Bảng 3.22: Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IEA, T, SOM, DIV

năm 2013

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 10/11/14 Time: 10:51

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 7 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Prob. Variable Coefficient Std. Error z-Statistic

0.0517 TA 4.75E-05 2.44E-05 1.945231

0.8145 SOI -7.73E-05 0.000330 -0.234656

0.4219 IEA 1.088407 1.355096 0.803196

0.2779 T 0.258936 0.238658 1.084971

0.2415 SOM 0.006685 0.005708 1.171304

0.0041 DIV 0.009508 0.003313 2.869476

0.0000 C -0.757395 0.176890 -4.281721

McFadden R-

0.423529 squared 0.021978 Mean dependent var

0.489152 S.D. dependent var 0.494603 S.E. of regression

120.3527 Akaike info criterion 1.360311 Sum squared resid

-339.8793 Schwarz criterion 1.418430 Log likelihood

Hannan-Quinn

679.7586 criter. 1.383098 Deviance

-347.5169 Restr. deviance 695.0338 Restr. log likelihood

-0.666430 LR statistic 15.27513 Avg. log likelihood

Prob(LR statistic) 0.018221

294 Total obs 510 Obs with Dep=0

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

Obs with Dep=1 216

Bảng 3.23: Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IES, T, SOM, DIV

năm 2013

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 10/11/14 Time: 16:48

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 6 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

TA 4.93E-05 2.42E-05 2.035884 0.0418

SOI -7.65E-05 0.000307 -0.249156 0.8032

IES -0.527212 0.534154 -0.987004 0.3236

T 0.247198 0.237957 1.038835 0.2989

SOM 0.005962 0.005714 1.043451 0.2967

DIV 0.009456 0.003315 2.852098 0.0043

C -0.669245 0.170287 -3.930096 0.0001

McFadden R-squared 0.022642 Mean dependent var 0.423529

S.D. dependent var 0.494603 S.E. of regression 0.489220

Akaike info criterion 1.359406 Sum squared resid 120.3859

Schwarz criterion 1.417525 Log likelihood -339.6485

Hannan-Quinn criter. 1.382192 Deviance 679.2969

Restr. deviance 695.0338 Restr. log likelihood -347.5169

LR statistic 15.73685 Avg. log likelihood -0.665977

Prob(LR statistic) 0.015238

Obs with Dep=0 294 Total obs 510

Obs with Dep=1 216

Nam

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt

Bảng 3.24: Kết quả hồi quy đa biến với biến độc lập TS, SOI, IEA, T, SOM, QR

năm 2013

Dependent Variable: Y

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 10/11/14 Time: 11:25

Sample: 1 510

Included observations: 510

Convergence achieved after 7 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Prob. Variable Coefficient Std. Error z-Statistic

0.0251 TS 7.91E-05 3.53E-05 2.239105

0.7759 SOI -7.52E-05 0.000264 -0.284659

0.3784 IEA 1.189317 1.350277 0.880795

0.7576 T 0.070661 0.228937 0.308647

0.3113 SOM 0.005732 0.005661 1.012588

0.5068 QR -0.049907 0.075184 -0.663806

0.0074 C -0.491673 0.183444 -2.680233

McFadden R-

0.423529 squared 0.013786 Mean dependent var

0.492769 S.D. dependent var 0.494603 S.E. of regression

122.1391 Akaike info criterion 1.371475 Sum squared resid

-342.7261 Schwarz criterion 1.429594 Log likelihood

Hannan-Quinn

685.4522 criter. 1.394261 Deviance

-347.5169 Restr. deviance 695.0338 Restr. log likelihood

-0.672012 LR statistic 9.581601 Avg. log likelihood

Prob(LR statistic) 0.143414

294 Total obs 510 Obs with Dep=0

Nguồn: số liệu báo cáo tài chính năm 2013 của các công ty phi tài chính tại Việt

Nam

Obs with Dep=1 216

Trong giả định nghiên cứu, tôi cho rằng các công ty có quy mô lớn thì càng thực

hiện phòng ngừa rủi ro hơn, chúng ta cũng thấy trong thực tế các công ty luôn luôn

xem xét lợi ích kinh tế từ hoạt động quản lý rủi ro mang lại, do đó một trong những

yếu tố quan trọng trong các lý do quản trị rủi ro của công ty là gắn liền với chi phí

của việc thực hiện và quản lý các hoạt động quản trị rủi ro. Đối với nhiều công ty,

đặc biệt là các công ty nhỏ, chi phí biên của một chương trình phòng ngừa rủi ro có

thể vượt quá lợi ích biên. Từ sự thật này cho thấy có thể công ty phải chi trả một

khoản chi phí khá lớn liên quan đến điều hành một chương trình quản trị rủi ro của

công ty. Vì vậy nhiều công ty có thể không phòng ngừa rủi ro ở tất cả thậm chí ngay

cả khi họ đối diện với rủi ro về tài chính đơn giản chỉ vì nó không phải là một hoạt

động có giá trị kinh tế. Trên cơ sở kết quả thực nghiệm có thể được lập luận rằng

chỉ có các công ty lớn với rủi ro đủ lớn có thể sẽ được hưởng lợi từ một chương

trình phòng rủi ro chính thức. Để kiểm tra tính bền vững về vai trò của quy mô tác

động đồng biến đến quyết định phòng ngừa rủi ro, tôi thay thế biến tổng doanh thu

đại diện cho quy mô công ty bằng biến tổng tài sản, lại cho chúng ta kết quả rất

đáng ngạc nhiên là gần như tổng tài sản không có ảnh hưởng đến quyết định phòng

ngừa rủi ro với P = 0.0517 (bảng 3.22). Tuy nhiên vẫn mô hình trên nhưng khi tôi

và kết hợp với các biến đại diện khác cho chi phí đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên

ngoài thì kết quả lại có ý nghĩa thống kê đối với tổng tài sản với P = 0.0418 (xem

bảng 3.23), như vậy tôi có thể kết luận rằng tổng tài sản có ảnh hưởng đến quyết

định phòng ngừa rủi ro, nhưng mức độ ảnh hưởng rất thấp. Kết quả thực nghiệm

của bào nghiên cứu đã phát hiện mối quan hệ đồng biến giữa quy mô công ty và

quyết định phòng ngừa rủi ro nhưng mối quan hệ này không mạnh mẽ và bền vững.

Tương tự như kiểm định đơn biến, đòn bẩy tài chính đại diện cho chi phí kiệt

quệ tài chính cũng đã không chứng minh được là có ảnh hưởng đến đến quyết định

phòng ngừa rủi ro. Tôi cũng đã thay thế biến tỷ số khả năng chi trả lãi bởi biến tỷ lệ

nợ trên tổng tài sản để kiểm định lại khả năng giải thích của đòn bẩy tài chính đối

với quyết định phòng ngừa rủi ro, nhưng kết quả vẫn không có ý nghĩa thống kê.

Bằng chứng thực nghiệm của tôi cho thấy kết quả không phù hợp với những dự

đoán xuất phát từ mô hình chi phí đại diện của nợ có liên quan đến mức độ bất cân

xứng thông tin hiện diện trong công ty, bởi vì mối tương quan giữa biến phụ thuộc

và tỷ lệ cổ phiếu công ty thuộc sở hữu của nhà đầu tư tổ chức trong mô hình là

không có ý nghĩa để dự đoán cho quyết định phòng ngừa rủi ro (xem bảng 3.21).

Hoàn toàn trái với dự đoán của tôi cũng như những phát hiện của DeMarzo và

Duffie (1995), Tufano (1996) và Getzy et al. (1997) đã chứng minh rằng nếu phần

lớn các cổ phiếu thuộc quyền sở hữu của nhà đầu tư tổ chức sẽ tỷ lệ thuận với các

thông tin có sẵn, và do đó nghịch biến với hoạt động quản trị rủi ro, hay nói cách

khác các công ty bất cân xứng thông tin lớn hơn thì sẽ có động lực quản lý rủi ro

hơn.

Tỷ lệ chi phí đầu tư trên tổng tài sản dùng để kiểm soát cơ hội đầu tư của công

ty, theo dự đoán của tôi là các công ty có phòng ngừa rủi ro có nhiều khả năng có cơ

hội đầu tư lớn hơn, cũng như lập luận về lý thuyết của Froot và cộng sự (1993), hay

bằng chứng thực nghiệm của Bessembinder (1991), Nance và cộng sự (1993), với

giả thuyết chính là, nếu việc tiếp cận tài chính bên ngoài tốn kém, các công ty có dự

án đầu tư đòi hỏi tài trợ sẽ thực hiện phòng ngừa rủi ro cho dòng tiền của họ để

tránh tình trạng thiếu hụt quỹ, do đó có thể đưa đến tăng chi phí khi tham gia thị

trường vốn. Nhưng kết quả thực nghiệm của mô hình hồi quy logit cho thấy hoàn

toàn không có ý nghĩa thống kê giữa các quyết định phòng ngừa rủi ro và tỷ lệ chi

đầu tư trên tài sản (xem bảng 3.21). Tôi cũng đã kiểm tra tính chắc chắn của kết

luận này bằng cách thay thế tỷ lệ chi phí đầu tư trên tài sản với biến đại diện khác

là, tỷ lệ chi phí đầu tư trên tổng doanh thu và giả thuyết sự tốn kém từ việc tài trợ

bên ngoài cũng không có ý nghĩa thống kê. Các kết quả hiểm định này đều cho thấy

thị trường vốn không hoàn hảo không có ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi

ro tại các công ty ở Việt Nam.

Tôi đã kiểm định các kết hợp khác nhau của các biến đại diện để kiểm tra lại khả

năng giải thích của nhân tố thuế được kết chuyển, nhưng kết quả nhân tố thuế hoàn

toàn không có ý nghĩa thống kê. Như vậy chúng ta có thể kết luận rằng thuế mang

sang năm 2013 do thua lỗ của các năm trước không có tác động đến quyết định

phòng ngừa rủi ro trong các công ty Việt Nam.

Biến đại diện cho lợi ích của nhà quản lý cũng không có ý nghĩa thống kê trong

các công ty phi tài chính tại Việt Nam. Tôi dự đoán rằng, các nhà quản lý công ty có

khả năng đa dạng hóa giá trị tài sản của họ kết hợp với nắm giữ cổ phiếu và vốn hóa

các khoản thu nhập gắn liền với vị trí việc làm của mình. Do đó nhà quản lý sẽ có

động cơ để tự phòng ngừa rủi ro tài sản riêng của họ trên chi phí của các cổ đông.

Tuy nhiên trái với dự đoán của tôi, kết quả kiểm định dẫn đến kết luận rằng các

công ty có tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ bởi nhà quản lý không có ảnh hưởng đến quyết

định phòng ngừa rủi ro (xem hình 3.21). Vì vậy chúng ta nên loại bỏ giả thuyết liên

quan đến tối đa hóa lợi ích nhà quản lý.

Bằng chứng thực nghiệm về các chính sách tài chính được xem xét để thay thế

cho việc phòng ngừa rủi ro hoàn toàn trái ngược với lập luận của tôi rằng tỷ lệ chi

trả cổ tức của công ty càng cao, nhu cầu công ty thực hiện phòng ngừa rủi ro càng

thấp khi công ty chưa từng bị thiếu hụt thanh khoản, cũng như lập luận của

Haushalter (2000) các công ty phải đối mặt với khó khăn thanh khoản có thể trả cổ

tức ít hoặc không có cổ tức. Nghiên cứu đã phát hiện mối tương quan đồng biến và

có ý nghĩa thống kê giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và các quyết định tài chính

liên quan đến công cụ thay thế phòng ngừa rủi ro. Các công ty ở Việt Nam chỉ trả

cổ tức cao, chứng tỏ không hề thiếu hụt về thanh khoản lại càng có động lực phòng

ngừa rủi ro, như vậy các chính sách tài chính được xem xét để thay thế cho việc

phòng ngừa rủi ro có ảnh hưởng đến quyết định thực hiện phòng ngừa rủi ro. Tuy

nhiên khả năng thanh khoản trong các công ty lại không có ý nghĩa thống kê đối với

quyết định phòng ngừa rủi ro (xem bảng 3.24), tôi cũng có thể lập luận rằng các

công ty đạt được hiệu quả từ việc thực hiện kỹ thuật phòng ngừa rủi ro là đã cải

thiện tính thanh khoản trong công ty họ từ đó đưa đến quyết định công ty chi trả cổ

tức với mức cao, như vậy thật khó để phân biệt mối quan hệ nhân quả giữa phòng

ngừa rủi ro, tính thanh khoản và tỷ lệ chi trả cổ tức, dù là tỷ lệ chi trả cổ tức ảnh

hưởng quyết định thực hiện phòng ngừa rủi ro hay việc thực hiện phòng ngừa rủi ro

làm nâng cao thanh khoản. Kết quả nghiên cứu này có thể được hiểu có sự tác động

tích cực của nghiệp vụ phòng ngừa rủi ro đến hoạt động của các công ty Việt Nam.

Tuy nhiên tỷ lệ thanh toán nhanh và tỷ lệ thanh toán hiện hành đại diện cho khả

năng thanh khoản của công ty lại không có ý nghĩa thống kê trong bài nghiên cứu

của tôi, phù hợp với nghiên cứu của Danijela Milos Sprcic và Zeljko Sevic (2012)

trong các công ty tại Croatia và Slovenia.

Nhìn chung, có thể kết luận rằng các bằng chứng dựa trên kết quả thực nghiệm

đơn biến và đa biến giữa quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty phi tài chính

Việt Nam về chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, sự không hoàn hảo

của thị trường vốn và tài trợ bên ngoài tốn kém, thuế, lợi ích nhà quản lý và nghiệp

vụ thay thế phòng ngừa rủi ro, không cung cấp bất kỳ sự ủng hộ nào cho bất kỳ giả

thuyết thử nghiệm ngoại trừ nhân tố - quy mô công ty được đo bằng tổng doanh thu

và nhân tố tỷ lệ chi trả cổ tức, tuy nhiên các nhân tố này có ảnh hưởng nhưng không

mạnh mẽ và bền vững.

Bên cạnh đó, khi tìm hiểu các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường

chứng khoán Việt Nam, tôi nhận thấy hầu hết các công không sử dụng các công cụ

phái sinh để phòng ngừa rủi ro, thay vào việc sử dụng các công cụ phái sinh, họ

phòng ngừa rủi bằng cách duy trì cơ cấu nợ và tài sản, duy trì một lượng tiền mặt

lớn, bên cạnh hợp đồng xuất khẩu công ty sẽ phát hành hợp đồng nợ để phòng ngừa

rủi ro về tỷ giá.

CHƯƠNG IV: KẾT LUẬN

Bài nghiên cứu này sử dụng một bộ dữ liệu độc đáo để kiểm tra các yếu tố quyết

định các công ty phòng ngừa rủi ro cho một mẫu các công ty phi tài chính Việt

Nam. Dữ liệu về phòng ngừa rủi ro được lấy từ báo cáo tài chính từ năm 2011-2013

của các công ty. Khác với hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm trong lĩnh vực này,

bài nghiên cứu này cho phép phòng ngừa rủi ro được định nghĩa rộng hơn việc chỉ

sử dụng các công cụ phái sinh đó là bao gồm cả các công cụ phi phái. Hơn thế nữa

nguồn dữ liệu tôi nghiên cứu trong khoảng thời gian 3 năm, sẽ cho chúng ta bằng

chứng thực nghiệm chính xác và hoàn chỉnh hơn. Các bằng chứng từ kiểm định đơn

biến và đa biến trong nghiên cứu của tôi đã cho thấy kết luận quan trọng rằng các

nhân tố cơ bản phòng ngừa rủi ro được khảo sát có khả năng dự đoán rất ít trong

việc giải thích các quyết định quản lý rủi ro trong các công ty ở Việt Nam. Các bằng

chứng thực nghiệm đơn biến và đa biến được thực hiện trong 3 năm từ 2011-2013

để kiểm tra ảnh hưởng giữa quyết định phòng ngừa rủi ro với chi phí kiệt quệ tài

chính, chi phí đại diện của nợ, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế, lợi ích quản lý và sự

thay thế phòng ngừa rủi ro không cung cấp bất kỳ sự ủng hộ nào cho bất kỳ giả

thuyết được thực nghiệm ngoại trừ giả thuyết quy mô công ty được kiểm định bởi

biến đại diện là tổng tài sản và tổng doanh thu, hai biến này ảnh hưởng đến quyết

định phòng ngừa rủi ro tại các công ty Việt Nam trong toàn bộ giai đoạn nghiên

cứu. Tuy nhiên biến đại diện cho đòn bẩy tài chính và biến tỷ lệ chi trả cổ tức vẫn

có ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro nhưng thay đổi theo thời gian tôi

nghiên cứu, cho chúng ta thấy các yếu tố này không bền vững.

Mặc dù chi phí để thực hiện quản lý rủi ro là khá cao, nhưng đối với các công ty

có quy mô đủ lớn có thể sẽ được hưởng lợi từ một chương trình phòng rủi ro chính

thức. Vì khi đó lợi ích biên đủ lớn so với chi phí biên, thì hoạt động quản lý rủi ro

đối với các công ty này là một hoạt động có giá trị kinh tế và họ sẵn sàng thực hiện.

Nhưng nhìn chung, các dữ liệu nghiên cứu có ý nghĩa thống kê nhưng lại cung cấp

một sự hỗ trợ khá yếu cho dự đoán của các lý thuyết được kiểm định. Các giả thuyết

đã được thực nghiệm chứng minh tại Việt Nam về quy mô của công ty đã thể hiện

mối quan hệ đồng biến trong việc giải thích quyết định phòng ngừa rủi ro.

Đối với chi phí của kiệt quệ tài chính thì kết quả kiểm định trong năm 2011,

2012 đã ủng hộ hoàn toàn cho giả thuyết nghiên cứu được đại diện bởi biến LDE (tỷ

lệ nợ dài hạn chia cho vốn chủ sở hữu) và biến LDA (tỷ lệ nợ dài hạn chia cho tổng

tài sản) hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Amrit Judge (2006), tác giả đã tìm

thấy bằng chứng mạnh mẽ về sự liên kết giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và chi

phí dự kiến của kiệt quệ tài chính ở các công ty Anh. Tuy nhiên trong năm 2013

biến đại diện cho đòn bẩy tài chính này lại không có ý nghĩa thống kê khi nghiên

cứu ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro. Chúng ta cũng thấy có thể do nền

kinh tế Việt Nam trong năm 2011, 2012 còn bị ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế,

vì thế vấn đề đòn bẩy tài chính rất nhạy cảm đối với kiệt quệ tài chính và các nhà

quản lý tăng cường bảo vệ công ty trước nguy cơ tài chính tiềm ẩn nên thúc đẩy

việc phòng ngừa rủi ro, năm 2013 nền kinh tế Việt Nam tương đối ổn định và phát

triển, vì thế nhà quản lý ít ngại đối với chi phí kiệt quệ tài chính . Như vậy bằng

chứng thực nghiệm cũng cho thấy sự ít quan trọng của đòn bẩy tài chính trong việc

phòng ngừa rủi ro cho các công ty Việt Nam.

Cần lưu ý rằng biến tỷ lệ chi phí đầu tư chia trên tổng tài sản được sử dụng đại

diện cho cơ hội đầu tư tăng trưởng để kiểm tra giả thuyết chi phí tài trợ bên ngoài

đã không thể hiện sự khác biệt đáng kể về thống kê trong kiểm định đơn biến giữa

công ty phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa. Đồng thời biến này cũng không có

ý nghĩa thống kê trong kiểm định đa biến, như vậy quyết định phòng ngừa rủi ro

không liên quan đến các cơ hội đầu tư tăng trưởng của các công ty Việt Nam.

Ngoài ra công ty mà các nhà quản lý đầu tư nhiều hay ít vào các cổ phiếu của

công ty cũng không có ý nghĩa cho quyết định phòng rủi ro tại các công ty Việt

Nam. Chúng ta cũng dễ dàng thấy rằng, ở Việt Nam các nhà quản lý của công ty đa

phần chính là chủ sở hữu của công ty, do đó họ ít có động cơ tối đa hóa lợi ích của

cá nhân mà không chú trọng đến lợi nhuận của cả công ty. Điều này trái ngược với

kết quả nghiên cứu của Danijela Milos Sprcic và Zeljko Sevic (2012) tại Croatia,

nhưng hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Getzy và cộng sự (1997), Haushalter

(2000) đã không tìm được bằng chứng cho thấy phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp bị

ảnh hưởng bởi cổ phần của nhà quản lý. Hay vấn đề bất cân xứng thông tin cũng

không tác động đến quyết định phòng rủi ro tại các công ty Việt Nam.

Có thể nói rằng nghiên cứu này của tôi góp phần vào các lý thuyết hiện tại, nó

chỉ ra rằng lý thuyết khá nổi tiếng và được chấp nhận về phòng ngừa rủi ro lại ít

đúng trong hành vi quản trị rủi ro tại các công ty ở Việt Nam. Do đó, kết quả thực

nghiệm phân tích trong bài báo này cũng cho thấy một so sánh rộng hơn giữa các

quốc gia trong khu vực. Tôi cho rằng quyết định thực hiện phòng ngừa rủi ro có thể

được thúc đẩy bởi các yếu tố ảnh hưởng khác và không chỉ là những yếu tố được

nêu ra trong các tài liệu quản lý rủi ro và được khám phá trong nghiên cứu này. Qua

bài nghiên cứu tôi cũng thấy rằng các công ty phi tài chính Việt Nam quản lý rủi ro

tài chính chủ yếu với các công cụ quản lý rủi ro đơn giản như duy trì đòn bẩy thấp

hoặc lượng tiền mặt lớn, hay phát hành hợp đồng nợ ngoại tệ để phòng ngừa tự

nhiên cho doanh thu nước ngoài… hầu như tất cả các công ty phi tài chính ở Việt

Nam rất ít sử dụng công cụ phái sinh để phòng ngừa rủi ro, trong khi các những

công ty đang tham gia trên thị trường tài chính châu Âu, đặc biệt thị trường chứng

khoán phái sinh, đã phát triển đáng kể trong những năm gần đây. Do đó, có thể kỳ

vọng rằng các công ty Việt Nam sẽ phát triển thị trường các công cụ phái sinh và

mở rộng các công cụ quản trị rủi ro.

Hiện nay ở Việt Nam, các Ngân hàng thương mại đang cung cấp một số sản

phẩm phái sinh, tùy theo nhu cầu công ty có thể lựa chọn cho mình công cụ bảo

hiểm rủi ro tỷ giá: giao dịch kỳ hạn (Forward), giao dịch quyền chọn (Option) hay

hợp đồng tương lai (Future). Ví dụ, với dịch vụ “Option”, công ty có thể mua quyền

chọn bán ngoại tệ với tỷ giá xác định, trong khoảng thời gian nhất định để bảo vệ

nguồn vốn và các khoản phải thu của mình. Hoặc, công ty mua quyền chọn mua

ngoại tệ với tỷ giá xác định, trong khoảng thời gian nhất định để phòng ngừa rủi ro

từ những biến động mạnh về tỷ giá đối với các khoản phải trả trong tương lai. Các

công ty Việt Nam chưa coi nghiệp vụ phòng tránh rủi ro tỷ giá quan trọng một phần

cũng là do cơ chế chính sách tỷ giá, và đây không phải trường hợp ngoại lệ khi công

ty chưa mặn mà sử dụng công cụ phòng ngừa rủi ro tỷ giá, nhưng không nên để tình

trạng này kéo dài mãi, đến lúc nào đó, nhất là kinh tế thế giới vẫn còn tiềm ẩn nhiều

bất ổn, Ngân hàng Nhà Nước có thể nới biên độ hoặc điều chỉnh tỷ giá tương đối

thường xuyên hơn, chắc chắn công ty phải tăng cường sử dụng các công cụ phòng

ngừa rủi ro tỷ giá để tránh thiệt hại.

Bên cạnh những đóng góp bài nghiên cứu vẫn còn nhiều hạn chế thiếu sót, như

bài nghiên cứu của Danijela Milos Sprcic, Zeljko Sevic (2012), bên cạnh thu thập

dữ liệu từ báo cáo tài chính tác giả còn gửi bảng câu hỏi khảo sát cho các nhà quản

lý công ty để xác định công ty có phòng ngừa rủi ro hay không. Tuy nhiên ở Việt

Nam do đa phần đối tượng được khảo sát chưa chú trọng nhiều đến vai trò của dữ

liệu khảo sát, và một phần do tâm lý hành vi nên khi trả lời các câu hỏi khảo sát sẽ

không đưa đến một kết quả chính xác, vì vậy bài nghiên cứu của tôi thay thế nguồn

dữ liệu khảo sát, bằng nguồn dữ liệu thu thập từ bảng thuyết minh báo cáo tài chính

tại mục quản lý rủi ro để phân biệt các công ty có phòng ngừa rủi ro và không

phòng ngừa rủi ro.

Sẽ rất đáng giá nếu tiến hành một phân tích toàn diện và chi tiết về lý do tại sao

kết quả nghiên cứu của tôi đã chỉ ra mối quan hệ giữa quyết định thực hiện phòng

ngừa rủi ro và một số lý thuyết về phòng ngừa rủi ro lại trái ngược với dự đoán. Sự

tiến bộ trong nghiên cứu của tôi là nó cung cấp một sự thúc đẩy cho những nghiên

cứu sau này giải quyết những vấn đề của những lý thuyết phòng ngừa rủi ro hiện tại,

điều này đã được chứng minh đầy đủ trong việc giải thích các quyết định quản lý rủi

ro tại các công ty Việt Nam. Phương pháp định tính như những loại nghiên cứu giải

thích chuyên sâu cần được sử dụng bởi vì chúng cho phép các nhà nghiên cứu mở

rộng lý thuyết hiện tại và kiểm định một giả thiết mới, và tạo ra kết quả tổng quát.

Tôi tin rằng phương pháp nghiên cứu giải thích chuyên sâu sẽ tạo ra một phân tích

toàn diện hơn về cơ sở lý luận quản trị rủi ro doanh nghiệp tại các công ty ở Việt

Nam và từ đó tìm câu trả lời cho các câu hỏi mà nghiên cứu này còn bỏ ngỏ.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2007. Quản trị rủi ro tài chính. NXB Thống Kê.

Danh mục tài liệu tiếng Anh

Allayannis, G., Ofek, E., 2001. Exchange rate exposure, hedging, and the user of

foreign currency derivatives. Journal of International Money and Finance, Vol.20,

No.2, pp.273–296.

Allayannis, G., Weston, J., 2001. The use of foreign currency derivatives and

firm market value. The Review of Financial Studies, Vol.14,No.1, pp.243–276.

Allison, P.D., 1999. Comparing logit and probit coefficients across groups.

Sociological Methods and Research,Vol.28, No.2, pp.186–208.

Amihud, Y., Lev, B., 1981. Risk reduction as a managerial motive for

conglomerate mergers. Bell Journal of Economics,Vol.12, No.2,pp.605–617.

Amrit Judge, 2006. Why and How UK Firms Hedge. European Financial

Management Journal, Vol.12, No.3, pp.407-441.

Barclay, M., Smith, C., 1995b. The priority structure of corporate

liabilities.Journal of Finance,Vol. 50,No.3, pp.899–917.

Bessembinder, H., 1991. Forward contracts and firm value: investment incentive

and contracting effects. The Journal of Financialand Quantitative Analysis, Vol.26,

No.4, pp.519–532

Breeden, D., Viswanathan, S., 1996. Why do Firms Hedge? An Asymmetric

Information Model. Working Paper (Duke University).

Danijela Milos Sprcic, Zeljko Sevic, 2012. Determinants of corporate hedging

decision: Evidence from Croatian and Slovenian companies. Research

International Business and Finance, Vol.26, No.1, pp.1-25.

DeMarzo, P.M., Duffie, D., 1995. Corporate incentives for hedging and hedge

accounting. Review of Financial Studies, Vol.8, No.3, pp.743–77.

Froot, K.A., Scharfstein, D.S., Stein, J.C., 1993. Risk management: coordinating

corporate investment and financing policies. Journal of Finance, Vol.48, No.5,

pp.1629–1658.

Gay, G.D., Nam, J., 1998. The underinvestment problem and corporate

derivatives use. Financial Management, Vol.27, No.4, pp.53–69.

Graham, J.R., Smith Jr., C.W., 1996. Tax incentives to hedge. The

Journal of Finance 54 (6), 2241–2262.

Getzy, C., Minton, B.A., Schrand, C., 1997. Why firms use currency derivatives.

The Journal of Finance, Vol.52, No.4, pp.1323–1354.

Haushalter, G.D., 2000. Financing policy, basis risk, and corporate hedging:

evidence from oil and gas producers. The Journal of Finance, Vol.55, No.1,

pp.107–152.

MacMinn, R.D., Han, L.M., 1990. Limited liability, corporate value, and the

demand for liability insurance. The Journal of Risk and Insurance,Vol.57, No.4,

pp.581–607.

MacMinn, R.D., 1987. Insurance and corporaterisk management. Journal of Risk

and Insurance,Vol.54,No.4, pp.658–677.

Mayers, D., Smith Jr., C.W., 1982. On thecorporate demand forinsurance.The

Journal of Business,Vol.55, No.2, pp.281–296.

Mayers, D., Smith Jr., C.W.,1987. Corporate insurance and the underinvestment

problem. Journal of Risk andInsurance,Vol.54, No.1, pp.45–54.

Myers, C.S., 1984. The capital structure puzzle. Journal of Finance,Vol.39,

No.3, pp.575–592.

Nance, D.R.,Smith,C.W.,Smithson, 1993.Onthe determinants of corporate

hedging. Journal of Finance, Vol.48, No.1, pp.267–284.

Sharpe, W.F., 1964. Capital asset prices: a theory of market equilibrium under

conditions of risk. Journal of Finance, Vol.19, No.3, pp.425–442.

Smith, C.W., Stulz, R.M., 1985. Thedeterminants of firms hedging policies.

Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol.20, No.4, pp.391–405.

Smithson, C.W., Chew Jr., D.H., 1992. The uses of hybrid debt in managing

corporate risk.Journal of Applied Corporate Finance, Vol.4, No.4, pp.89–112.

Stulz, R., 1984. Optimal hedging policies. The Journal of Financial and

Quantitative Analysis, Vol.19, No.2, pp.127–140.

Tufano, P., 1996. Who manages risk? An empirical examination of risk

management practices in the gold mining industry. Journal of Finance, Vol.51,

No.4, pp.1097–1137.

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro tài chính tại các công ty phi tài chính ở Việt Nam

Chủ đề: